JURNAL PENYELIDIKAN PENDIDIKAN BIL.26/2025

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 241 ]Jadual 2Maklumat Demografi RespondenFaktor demografi Kategori Frekuensi Peratusan (%)Jantina Lelaki 44 40.0Perempuan 66 60.0Pengalaman mengajar Kurang dari 5 tahun 16 14.55 hingga 10 tahun 19 17.311 hingga 15 tahun 20 18.2Melebihi 15 tahun 55 50.0Kelayakan akademik Sijil Pelajaran MalaysiaDiploma433.62.7Ijazah Sarjana muda 93 84.5Ijazah SarjanaPHD918.20.9Kelayakan ikhtisas Sijil PerguruanDiploma/DPLI204418.240.0Ijazah Sarjana Muda PendidikanIjazah Sarjana PendidikanPHD/EDD460041.800Jumlah 110 100Jadual 3 menjelaskan tahap pengetahuan guru terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza di SKM. Analisis mendapati tahap pengetahuan keseluruhan adalah berada pada tahap tinggi dengan nilai Min= 4.04 dan SP= 0.68. Bagi konstruk kandungan analisis menunjukkan item B2 iaitu ‘menyatakan kepada murid apa yang mereka perlu tahu, fahami, dan boleh lakukan selepas pembelajaran’ mencatatkan tahap tertinggi dengan catatan nilai Min= 4.15 dan SP= 0.66. Sementara itu, item B6 iaitu ‘menggunakan bahan pembelajaran yang mempunyai pelbagai cara persembahan’ menunjukkan tahap paling rendah dalam konstruk kandungan dengan catatan nilai Min= 3.95 dan SP= 0.65. Bagi konstruk proses pula item B12 iaitu ‘menggalakkan murid bekerjasama, berbincang dan bersoal-jawab secara kolaboratif’ mencatatkan tahap tertinggi dengan catatan nilai Min= 4.18 dan SP= 0.65. Manakala, item B11 iaitu ‘membenarkan murid memilih format kumpulan pilihan mereka’ menunjukkan tahap terendah dengan nilai Min= 3.75 dan SP= 0.82. Seterusnya, bagi konstruk produk pula item B16 iaitu ‘menyediakan pelbagai bentuk pentaksiran seperti lisan, bertulis, pemerhatian dan sebagainya’ merupakan item yang mencatatkan tahap tertinggi dengan nilai Min= 4.20 dan SP= 0.71. Sebaliknya, item B15 iaitu ‘menggunakan pelbagai format kumpulan untuk murid melengkapkan tugasan’ menunjukkan

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 242 ]tahap terendah dengan nilai Min= 3.90 dan SP= 0.69. Secara keseluruhannya, tahap pengetahuan guru terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza berada pada tahap tinggi merentas ketiga-tiga konstruk. Dalam konstruk kandungan, guru jelas menyatakan hasil pembelajaran kepada murid, namun penggunaan bahan dengan pelbagai persembahan masih kurang optimum. Bagi konstruk proses, guru cemerlang menggalakkan kolaborasi murid, tetapi kurang memberi kebebasan memilih format kumpulan. Seterusnya, dalam konstruk produk, guru menunjukkan keupayaan tinggi menyediakan pelbagai bentuk pentaksiran, namun masih kurang mempelbagaikan format kumpulan bagi tugasan.Jadual 3Tahap Pengetahuan Guru Terhadap Pedagogi TerbezaKonstruk Item Min SP InterpretasiKandungan B1 4.12 0.66 TinggiB2 4.15 0.66 TinggiB3 4.10 0.67 TinggiB4 4.12 0.63 TinggiB5 3.96 0.67 TinggiB6 3.95 0.65 TinggiProses B7 3.85 0.71 TinggiB8 3.91 0.71 TinggiB9 4.08 0.69 TinggiB10 4.03 0.67 TinggiB11 3.75 0.82 TinggiB12 4.18 0.65 TinggiProduk B13 3.95 0.64 TinggiB14 3.97 0.74 TinggiB15 3.90 0.69 TinggiB16 4.20 0.71 TinggiB17 3.95 0.73 TinggiB18 4.16 0.72 Tinggi

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 243 ]Konstruk Item Min SP InterpretasiPersekitaran B19 4.08 0.67 TinggiB20 4.20 0.68 TinggiB21 4.13 0.65 TinggiB22 4.21 0.63 TinggiB23 4.11 0.68 TinggiJumlah 4.04 0.68 TinggiJadual 4 menerangkan tentang tahap kesediaan guru dalam melaksanakan pedagogi terbeza. Analisis mendapati bahawa tahap kesediaan keseluruhan adalah tinggi dengan nilai Min= 4.02 dan SP= 0.70. Bagi konstruk penyediaan RPH item tertinggi adalah item C5 iaitu ‘merancang pentaksiran hasil pembelajaran murid mengikut aras’ dengan catatan nilai Min= 4.08 dan SP= 0.67. Manakala item C4 iaitu ‘menyediakan BBM yang selari dengan kepelbagaian murid’ mencatatkan nilai terendah dengan catatan nilai Min= 3.98 dan SP=0.71. Sementara itu, bagi konstruk perancangan aktiviti item C10 iaitu ‘merancang aktiviti PdP yang berpusatkan murid berdasarkan kepelbagaian murid’ mencatatkan tahap tertinggi dengan nilai Min= 4.07 dan SP= 0.72 berbanding item C6 iaitu ‘merancang pelbagai aktiviti PdP terbeza mengikut objektif pembelajaran berdasarkan kepelbagaian murid’ menunjukkan tahap terendah dengan nilai Min= 3.96 dan SP= 0.71. Melalui konstruk bahan sokongan didapati bahawa item C14 iaitu ‘membina bahan untuk membantu aktiviti pembelajaran secara kolaboratif berdasarkan pelbagai aras’ mempunyai tahap tertinggi dengan nilai Min=4.08 dan SP= 0.62. Selain itu, terdapat dua item dalam kategori terendah iaitu item C12 dan C13. Item tersebut mencatatkan nilai Min=3.95 dan masing-masing nilai SP= 0.56 dan 0.65. Item C12 adalah ‘membina bahan yang membantu murid memahami pelbagai konsep yang diajar berdasarkan kepelbagaian aras’ dan C13 pula adalah ‘membina bahan pentaksiran berdasarkan kepelbagaian aras’. Bagi konstruk pelaksanaan PdP item C19 iaitu ‘melaksanakan pentaksiran PdP dengan mengambil kira kepelbagaian murid’ mencatatkan nilai tertinggi dengan nilai Min= 4.08 dan SP= 0.67. Manakala item dengan nilai terendah dicatatkan oleh item C17 iaitu ‘melaksanakan PdP yang mencapai semua objektif pembelajaran terbeza kandungan berdasarkan kepelbagaian aras’ dengan nilai Min= 3.90 dan SP= 0.72. Tahap kesediaan guru dalam pedagogi terbeza berada pada tahap tinggi. Dalam penyediaan RPH, kekuatan tertumpu pada perancangan pentaksiran mengikut aras, manakala kelemahan pada penyediaan BBM. Perancangan aktiviti menyerlah melalui pendekatan berpusatkan murid, namun kurang pada kepelbagaian aktiviti mengikut objektif. Bahan sokongan paling menonjol dalam pembinaan bahan kolaboratif, tetapi lemah pada penghasilan bahan konsep dan pentaksiran mengikut aras. Pelaksanaan PdP cemerlang dari segi pentaksiran berasaskan kepelbagaian murid, namun kurang mencapai objektif pembelajaran terbeza kandungan.

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 244 ]Jadual 4Tahap Kesediaan Guru Terhadap Pelaksanaan Pedagogi TerbezaKonstruk Item Min SP InterpretasiPenyediaan RPHPerancangan aktivitiBahan sokongan Pelaksanaan PdPC1 4.05 0.77 TinggiC2 4.05 0.74 TinggiC3 4.05 0.71 TinggiC4 3.98 0.71 TinggiC5 4.08 0.67 TinggiC6 3.96 0.71 TinggiC7 3.99 0.73 TinggiC8 4.00 0.75 TinggiC9 4.00 0.74 TinggiC10 4.07 0.72 TinggiC11 4.03 0.67 TinggiC12 3.95 0.63 TinggiC13 3.95 0.65 TinggiC14 4.08 0.62 TinggiC15 4.01 0.67 TinggiC16 4.07 0.71 TinggiC17 3.90 0.72 TinggiC18 4.07 0.66 TinggiC19 4.08 0.67 TinggiC20 4.03 0.68 TinggiJumlah 4.02 0.70 Tinggi Jadual 5 menjelaskan hasil analisis ANOVA sehala perbezaan tahap pengetahuan guru dalam empat kategori tahap pengalaman dengan catatan nilai iaitu F(3, 106) = 5.402, p < 0.002. Berdasarkan hasil dapatan analisis aras signifikan iaitu 0.002 adalah lebih kecil daripada nilai signifikan p= 0.05. Analisis tersebut menjelaskan bahawa hipotesis null kajian iaitu tidak terdapat perbezaan yang signifikan terhadap tahap pengetahuan guru dalam pelaksanaan pedagogi terbeza berdasarkan pengalaman mengajar ditolak. Dalam kata lain, wujud kepelbagaian tahap pengetahuan guru terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza berdasarkan pengalaman iaitu guru yang berpengalaman lima hingga 10 tahun mempunyai pengetahuan lebih tinggi manakala guru yang berpengalaman melebihi 15 tahun memiliki tahap pengetahuan lebih rendah.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 245 ]Jadual 5Analisis Perbezaan Tahap Pengetahuan Guru Berdasarkan Pengalaman MengajarPengalaman mengajar n Min SP df F Sig.Kurang dari 5 tahun 16 4.73 0.595 hingga 10 tahun 19 5.10 0.4511 hingga 15 tahun 20 5.03 0.39melebihi 15 tahun 55 4.67 0.47Jumlah 110 4.88 0.47Antara kumpulan 3 5.402 0.002Dalam kumpulan 106Jadual 6 menjelaskan hasil analisis ANOVA sehala perbezaan tahap kesediaanguru dalam empat kategori tahap pengalaman dengan catatan nilai F(3, 106) = 5.332, p < 0.002. Merujuk kepada nilai aras signifikan yang dinyatakan iaitu 0.002 yang lebih kecil daripada nilai signifikan p=0.05 maka berdasarkan data tersebut hipotesis null kajian ditolak. Sebaliknya, hipotesis alternatif iaitu wujud perbezaan yang signifikan terhadap tahap kesediaan guru dalam melaksanakan pedagogi terbeza berdasarkan pengalaman mengajar telah diterima. Secara mudahnya, tahap kesediaan guru terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza adalah berbeza-beza berdasarkan pengalaman mengajar. Hal ini demikian, guru yang berpengalaman mengajar 11 hingga 15 tahun mempunyai tahap kesediaan paling tinggi manakala guru yang memiliki pengalaman kurang dari lima tahun dan melebihi 15 tahun mempunyai tahap kesediaan paling rendah.Jadual 6Analisis Perbezaan Tahap Kesediaan Guru Berdasarkan Pengalaman MengajarPengalaman mengajar n Min SP df f Sig.Kurang dari 5 tahun 16 3.87 0.585 hingga 10 tahun 19 4.24 0.5311 hingga 15 tahun 20 4.34 0.48melebihi 15 tahun 55 3.87 0.53Jumlah 110 4.08 0.53Antara kumpulan 3 5.332 0.002Dalam kumpulan 106

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 246 ]Jadual 7 menjelaskan analisis nilai korelasi antara pengetahuan dan kesediaan adalah positif dan mempunyai hubungan yang kuat. Hal ini dapat dijelaskan dengan catatan nilai korelasi r = 0.786, p = 0.00 (p < 0.05). Berdasarkan analisis tersebut maka hipotesis null kajian ditolak dan hipotesis alternatif kajian iaitu wujud hubungan yang signifikan antara tahap pengetahuan dan kesediaan guru terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza diterima. Hal ini demikian, hasil dapatan kajian menunjukkan wujud hubung kait yang kuat antara pengetahuan dan kesediaan guru dengan nilai korelasi yang tinggi. Ringkasnya, pengetahuan guru mempunyai hubung kait yang kuat dengan kesediaan para guru untuk melaksanakan pedagogi terbeza.Jadual 7Analisis Korelasi Antara Pengetahuan dan Kesediaan GuruPekali Pengetahuan Kesediaan InterpretasiPengetahuan Pearson Correlation 1 .786** KuatSig. (2-tailed) .000Kesediaan Pearson CorrelationSig. (2-tailed).786**.0001 Kuat 4.0 PERBINCANGANKajian dijalankan bagi mengenal pasti tahap pengetahuan dan kesediaan, perbezaan tahap keduanya berdasarkan pengalaman serta hubungan antara keduanya dalam pelaksanaan pedagogi terbeza. Kajian ini memberikan sumbangan signifikan dengan menggabungkan analisis tahap pengetahuan, kesediaan, perbezaan mengikut pengalaman, serta hubungan kedua-duanya terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza suatu perspektif yang jarang diterokai secara menyeluruh dalam kajian terdahulu. Dapatan menunjukkan tahap pengetahuan guru berada pada paras tinggi hasil pendedahan berterusan melalui latihan profesional, bengkel, kursus bimbingan, sokongan bahan pengajaran KPM, kepimpinan sekolah yang membimbing, serta latihan awal di peringkat pendidikan perguruan. Gabungan faktor-faktor ini bukan sahaja memperkukuh penguasaan konsep, strategi, dan kemahiran pedagogi terbeza, malah menyediakan bukti baharu tentang bagaimana pengetahuan dan kesediaan guru dapat diterjemahkan secara efektif untuk meningkatkan keberkesanan PdP di sekolah rendah.Kajian mendapati bahawa tahap pengetahuan guru adalah tinggi. Hal ini demikian, para guru didedahkan dengan pelbagai pendekatan dalam latihan dan pembangunan profesionalisme. Antaranya melalui bengkel dan kursus bimbingan untuk melaksanakan pedagogi terbeza semasa PdP (Yusof, 2021; Karimi & Nazari, 2021). Pendedahan tersebut meningkatkan lagi pengetahuan sedia ada guru berkaitan pedagogi terbeza seperti aspek konsep, elemen, aktiviti, langkah pelaksanaan, kepentingan dan sebagainya (Agus, 2021). Selain itu, para guru juga menerima sokongan dari pelbagai pihak dalam menyediakan bahan dan pembelajaran kendiri guru yang

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 247 ]berterusan. Hal ini demikian, guru menerima bahan sokongan pengajaran seperti manual dan modul Pengajaran Terbeza yang disediakan oleh KPM dan seumpamanya. Kajian lepas menjelaskan bahawa bahan tersebut meningkatkan pengetahuan dan kemampuan untuk menjalankan pelbagai teknik yang bersesuaian dalam pedagogi terbeza dalam usaha meningkatkan keberkesanan pengajaran (Zohomi & Mahamod, 2023). Pemimpin sekolah juga berperanan dalam menjelaskan kepentingan dan keperluan pelaksanaan pedagogi terbeza kepada para guru melalui proses penyeliaan, pemantauan dan penilaian dalam membangunkan tahap profesionalisme guru sehingga meningkatkan lagi pengetahuan guru (Kamar & Rani, 2024; Hariyati et al. 2023). Malah, majoriti guru baharu telah menerima pengetahuan dan pendedahan berkaitan pelaksanaan pedagogi terbeza sejak dari peringkat latihan mengajar. Hal ini demikian, menurut Abdulah dan Man (2021) para guru telah dilatih dengan teori dan amali yang profesionalisme dalam PdP sehingga membentuk amalan dan kemahiran yang tinggi dalam pengajaran selaras dengan prinsip dalam Standard Guru Malaysia dan bersedia secara profesional untuk melaksanakan pedagogi terbeza (D’Intino & Wang, 2021; Oliver & Rosli, 2024). Kajian ini memberikan sumbangan dengan menggabungkan analisis tahap pengetahuan, kesediaan, perbezaan mengikut pengalaman, dan hubungannya terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza, sesuatu yang jarang disentuh secara menyeluruh dalam kajian terdahulu. Dapatan menunjukkan pengetahuan guru berada pada tahap tinggi hasil pendedahan latihan profesional, sokongan bahan pengajaran, bimbingan kepimpinan sekolah, dan latihan awal, sekali gus menutup jurang bukti tentang faktor yang memperkukuh keberkesanan pelaksanaan pedagogi terbeza di sekolah rendah.Tahap kesediaan guru yang tinggi terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza disebabkan oleh banyak faktor. Antaranya ialah guru mempunyai minat mendalam dan kesedaran yang tinggi terhadap kepentingan pedagogi terbeza. Perkara ini disokong oleh Derbala dan Yasin (2022) yang mendapati bahawa guru mempunyai minat yang tinggi terhadap pedagogi terbeza. Minat tersebut telah mempengaruhi persediaan guru dari sudut dalaman, luaran dan emosi untuk melaksanakan pedagogi terbeza. Selain itu, perkara ini turut dijelaskan oleh Shareefa (2021) bahawa kesedaran guru tentang keperluan pelaksanaan pedagogi terbeza penting dalam mempengaruhi kesediaan guru. Hal ini demikian, para guru menyedari pendekatan tersebut mempunyai pelbagai kelebihan yang berkaitan dengan pencapaian akademik dan perkembangan psikososial murid. Selain itu, faktor efikasi kendiri turut mempengaruhi kesediaan guru untuk melaksanakan pedagogi terbeza. Perkara ini turut disokong oleh kajian lepas yang mendapati bahawa efikasi kendiri berhubung secara signifikan dengan kesediaan guru untuk melaksanakan pedagogi terbeza (Ramli, 2022; Norazan, 2023; Scarparlo & Subhan, 2021). Kesediaan guru yang tinggi juga didorong oleh sikap guru yang positif terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza. Kenyataan ini turut disokong oleh kajian lepas yang menyatakan bahawa sikap guru merupakan penentu utama kepada peningkatan amalan pelaksanaan pedagogi terbeza yang berkesan (Pozas et al. 2022; Savolainen et al. 2020; Letzel et al. 2020). Latihan pembangunan profesionalisme melalui diskusi guru, dialog reflektif, perkongsian amalan terbaik dan sokongan pentadbir sekolah melalui penyediaan infrastruktur sekolah turut membantu meningkatkan kesediaan guru. Sokongan tersebut merangkumi penyediaan masa, sumber dan tempat pembelajaran yang sesuai (Wan, 2020; Rosli, 2022).

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 248 ]Hasil kajian turut mendapati wujudnya perbezaan tahap pengetahuan guru terhadap pedagogi terbeza berdasarkan pengalaman yang selaras dengan penemuan dalam kajian-kajian lepas (Agamboka, 2023; Al-Shaboul et al. 2021; Ginja & Chen, 2020; Mengistie, 2020; Derbwah & Donkoh, 2023). Perbezaan tahap pengetahuan guru terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza berdasarkan pengalaman disebabkan pelbagai faktor. Hal ini demikian, guru memiliki aras pengetahuan yang berbeza-beza berkaitan murid, pedagogi am dan pedagogi kandungan (Meutstege et al. 2023). Di samping itu, Smale-Jacobse et al. (2023) pula menyatakan terdapat perbezaan tahap pengetahuan guru berdasarkan aspek pengalaman dan jantina guru. Sementara itu, hasil kajian turut mendapati terdapat perbezaan tahap kesediaan guru dalam pelaksanaan pedagogi terbeza selaras dengan kajian-kajian lepas (Van Geel et al. 2022; Alshaboul et al. 2021). Kajian mendapati faktor pengalaman, pengurusan masa, sikap dan kepercayaan diri serta amalan komuniti sekolah memainkan peranan dalam membina kesediaan guru untuk melaksanakan pedagogi terbeza. Selain itu, pengkaji lain turut menjelaskan bahawa terdapat perbezaan tahap kesediaan guru untuk melaksanakan pedagogi terbeza berdasarkan aspek jantina. Hal ini demikian, jantina guru memainkan peranan dalam menentukan tahap persepsi terhadap amalan pendekatan pedagogi terbeza (Thian et al. 2022). Di samping itu, hasil dapatan kajian juga membuktikan bahawa pengetahuan guru memiliki hubungan penting dalam menentukan kesediaan guru untuk melaksanakan pedagogi terbeza. Dapatan ini menyokong Teori Rational Choice yang menerangkan individu lebih bersedia melakukan sesuatu perkara apabila mempunyai pengetahuan yang mendalam tentang perkara tersebut. Menurut teori ini, individu akan membuat pilihan tindakan berdasarkan amalan terbaik yang memberi kesan positif paling besar kepada banyak pihak (Njenga, 2023). Sementara itu, tindakan guru juga turut dipengaruhi oleh faktor untuk mencapai kejayaan murid (Forster & Werfhorst, 2020). Kenyataan ini menjelaskan bahawa guru memilih tindakan yang dapat memberikan kesan kejayaan yang paling tinggi kepada murid. Dalam konteks kajian, guru mempunyai pengetahuan tentang kepentingan, potensi, konsep, peluang, kelebihan dan lain-lain berkaitan pendekatan pedagogi terbeza yang seterusnya mendorong untuk memilih melaksanakan pendekatan tersebut dalam pengajaran mereka. Hal ini, bagi memastikan kepentingan pengajaran iaitu mewujudkan pembelajaran berkesan dan meningkatkan penguasaan murid dapat dicapai. Perkara ini disokong oleh kajian lepas bahawa guru akan bertindak secara rasional berdasarkan sebab dan logik dengan mengambil kira pilihan individu yang pelbagai dalam membuat keputusan untuk mewujudkan PdP yang berkesan (Chatterjee, 2022). Hal ini juga dipersetujui oleh pengkaji lain yang menjelaskan bahawa guru lebih rasional dalam memilih pendekatan pengajaran berdasarkan faedah kepada murid, inovasi dalam kaedah pengajaran, memperbaharui pemikiran tentang cara mengajar, peranan guru yang lebih terbuka dan dinamik, kepelbagaian gaya belajar dan penggunaan teknologi (Van & Tram, 2020).Selain itu, dapatan kajian turut mengukuhkan lagi Teori Knowledge, Attitude and Practice (KAP) yang menjelaskan bahawa pengetahuan seseorang individu mempunyai hubungan dengan amalan terhadap sesuatu perkara. Teori menjelaskan bahawa terdapat hubungan antara pengetahuan dan amalan individu dalam sesuatu perkara merangkumi sikap individu tersebut (Rahip & Saleh, 2022). Penjelasan ini disokong oleh Al-Saleh et al. (2023) bahawa perubahan tingkah laku individu

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 249 ]dalam membentuk sesuatu amalan dapat dicapai hasil daripada pengetahuan yang tinggi dan sikap yang positif. Sementara itu, Mallillin (2022) menjelaskan bahawa melalui teori ini guru dapat meningkatkan amalan PdP berkesan dengan menjalankan intervensi pengajaran, refleksi pembelajaran, sumbang saran dalam penilaian pengajaran hasil dari peningkatan pengetahuan dan sikap positif guru terhadap pedagogi terbeza. Dalam konteks kajian, para guru memiliki pengetahuan yang mencukupi dan mempunyai persepsi yang baik terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza. Maka, perkara tersebut mendorong guru untuk mengamalkan pendekatan tersebut dalam pengajaran mereka. Perkara ini dipersetujui oleh Jafar et al. (2020) yang menerangkan pengetahuan mendalam terhadap sesuatu perkara berpotensi untuk meningkatkan amalan guru dalam hal tersebut. Begitu juga dengan Sharifzadeh dan Abdollahzadeh (2021) yang menjelaskan bahawa peningkatan tahap amalan pengajaran guru meningkat hasil daripada pengetahuan dan sikap terhadap strategi pengajaran yang berbeza. 5.0 KESIMPULANRingkasnya, kajian ini membuktikan bahawa para guru mempunyai tahap pengetahuan dan kesediaan yang tinggi terhadap pelaksanaan pedagogi terbeza, namun wujud perbezaan berdasarkan kategori pengalaman mengajar. Hubungan korelasi yang kuat antara pengalaman dengan tahap pengetahuan dan kesediaan menunjukkan bahawa pengalaman profesional memainkan peranan penting dalam keberkesanan pelaksanaan strategi ini. Seiring dengan usaha KPM meningkatkan kualiti pendidikan melalui inisiatif seperti PPPM 2013–2025, pembangunan profesional guru perlu terus diperkukuh agar mereka dapat menyesuaikan diri dengan perubahan kurikulum dan keperluan murid yang pelbagai. Justeru, latihan dan bimbingan berterusan wajar dilaksanakan secara berstruktur melalui pendekatan seperti School-Based Mentoring (SBM), Professional Learning Communities (PLC), atau model Coaching and Mentoring yang disesuaikan dengan konteks sekolah. Pendekatan ini bukan sahaja berpotensi memperkukuh pengetahuan dan kesediaan guru, malah memastikan pedagogi terbeza dapat dilaksanakan secara konsisten, efektif, dan relevan dengan perkembangan pendidikan yang dinamik. Jutaan terima kasih diucapkan kepada pihak Bahagian Tajaan, Kementerian Pendidikan atas tajaan biasiswa pengajian Hadiah Latihan Persekutuan (HLP).

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 250 ]RUJUKAN Abdullah, N. L. & Man, N. A. (2021). Amalan bimbingan pensyarah terhadap peningkatan kualiti guru pelatih: Satu kajian kes. Jurnal Ilmiah Keagamaan, Pendidikan dan Kemasyarakatan, 12(2), 37-47.Agamboka, A. A. (2023). A methodical evaluation of teachers’ knowledge and practices of differentiation in basic schools in the Effutu municipality of Ghana. International Journal of Scientific Research and Management (IJSRM), 11(08), 2835-2847.Agus, A. N. A. (2021). Tahap pengetahuan dan kesediaan guru Bahasa Melayu dalam melaksanakan pendekatan terbeza dalam pengajaran dan pembelajaran di rumah semasa tempoh perintah kawalan pergerakan. Jurnal Pendidikan Bahasa Melayu, 11(1), 75–87.Amoakwah, A., & Donkoh, S. (2023). Basic schoolteachers’ knowledge and use of differentiated instruction. European Journal of Education Studies, 10(10).Chatterjee, S. (2022). Choice that’s rational. Journal of Research, Innovation and Technologies (JoRIT), 1(1), 33-40. https://doi.org/10.57017/jorit.v1.1(1).03.Chua, Y. P. (2020). Kaedah dan statistik penyelidikan: Asas statistik penyelidikan (Edisi Ke-4).McGraw Hill Education.Cornish, L. (2021). History, context and future directions of multigrade education. Perspectives on Multigrade Teaching: Research and practice in South Africa and Australia, 21-39.Creswell, J. W., & Creswell, J. D. (2022). Research design: Qualitative, quantitative, and mixed methods approaches. (Edisi 6). SAGE.D’Intino, J. S., & Wang, L. (2021). Differentiated instruction: A review of teacher education practices for Canadian pre-service elementary school teachers. Journal of Education for Teaching, 47(5), 668-681.Derbala, R. & Yasin, R. M. (2022). Tahap pengetahuan, penerimaan, kesediaan dan amalan pengajaran guru pemulihan khas terhadap pengajaran terbeza. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities (MJSSH) 7(4), 1-20.Forster, A. G., & Werfhorst, H. G. (2020). Navigating institutions: Parents’ knowledge of the educational system and students’ success in education. European Sociological Review, 36(1), 48-64.George, G. G. & Nasri, N. M. (2021). Pendekatan pengajaran terbeza: Pengetahuan dan amalan guru kelas bercantum di sekolah kurang murid. Jurnal Dunia Pendidikan, 3(2), 484-494.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 251 ]Ginja, T. G., & Chen, X. (2020). Teacher educators’ perspectives and experiences towards differentiated instruction. International Journal of Instruction, 13(4), 781-798. Mengistie 2020Hair, J. F., Hult, G. T. M., Ringle, C. M., Sarstedt, M., Danks, N. P., Ray, S. (2021). Evaluation of reflective measurement models. Dlm. Partial Least Squares Structural Equation Modeling (PLS-SEM) Using R. Classroom Companion: Business. Cham. Hariyati, N., Riyanto, Y., Sujarwanto, S., Suyatno, S., & Islamiah, N. (2023). Actualization of principal instructional leadership in the implementation of differentiated learning to realize students’ well-being. Jurnal Kependidikan: Jurnal Hasil Penelitian Dan Kajian Kepustakaan Di Bidang Pendidikan, Pengajaran Dan Pembelajaran, 9(1), 188-199.Hashim, M. I. & Mohamad, W. M. (2020). Faktor ketidaksediaan guru terhadap pelaksanaan kelas bercampur aras murid. Jurnal Dunia Pendidikan, 2(2), 196-204.Heng, T.T. & Lynn Song. (2020). A proposed framework for understanding educational change and transfer: Insights from Singapore teachers’ perceptions of differentiated instruction. Journal of Educational Change, 595-622. Idrus, F., Asri, N., & Baharom, N. (2021). Has differentiated instruction gone ‘awry’ in online teaching and learning? Journal of Language Teaching and Research, 12, 501-510. https://doi.org/10.17507/JLTR.1203.21.Ishak, N. A. Jamil, H. & Razak, N. A. (2021). Pedagogi meningkatkan kualiti intelektual pelajar. Penerbit Universiti Sains Malaysia.Ismail, I. A., Pernadi, N. L., & Febriyanti, A. (2022). How to grab and determine the size of the sample for research. International Journal of Academic and Applied Research (IJAAR), 6(9), 88-92.Jafar, N., Hasan, N., Hadju, V., Thaha, R. M., & Arundhana, A. I. (2020). Improved knowledge, attitudes, and practices of balanced nutrition after educational intervention based on the self-determination theory: An intervention study in senior schoolteachers in Makassar city. Journal of Medical Sciences. 8(E): 228-3Kamar, K. & Rani, I. F. A. (2024). Pengetahuan dan kemahiran guru prasekolah dalam melaksanakan pendekatan pembelajaran terbeza. Jurnal Pendidikan Bitara Upsi, 17(1), 82-93.Kanafadzi, V. & Jamaludin, K. A. (2021). Tahap kesediaan dan sikap guru terhadap perubahan yang berlaku dalam sistem pendidikan: Kajian sistematik terhadap artikel-artikel yang terpilih. Jurnal Dunia Pendidikan, 3(3), 461-475.

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 252 ]Karimi, M. N., & Nazari, M. (2021). Growth in language teachers’ understanding of differentiated instruction: A sociocultural theory perspective. Journal of Education for Teaching, 47, 322 - 336.Kementerian Pendidikan Malaysia. (2021). Surat pekeliling ikhtisas Kementerian Pendidikan Malaysia bilangan 4. Garis panduan tadbir urus sekolah menengah dan rendah Kementerian Pendidikan Malaysia MYSG. Kementerian Pendidikan MalaysiaKementerian Pendidikan Malaysia. (2022). Modul pedagogi terbeza. Kementerian Pendidikan Malaysia.Letzel, V., Pozas, M., & Schneider, C. (2020). ‘It’s all about the attitudes!’–Introducing a scale to assess teachers’ attitudes towards the practice of differentiated instruction. International Journal of Inclusive Education, 1-15.Lindner, K. T. & Schwab, S. (2020). Differentiation and individualization in inclusive education: A systematic review and narrative synthesis. International Journal of Inclusive Education, 1-21. Mallillin, L. (2022). Teaching and learning intervention in the educational setting: Adapting the teacher theory model. International Journal of Educational Innovation and Research, 1(2), 99–121. https://doi.org/10.31949/ijeir.v1i2.2493.Meutstege, K., Vrielink, M., Van Geel, M., & Visscher, A. (2023). A cognitive task analysis of the teacher skills and knowledge required for differentiated instruction in secondary education. In Frontiers in Education (8).Nasbah, N. N. (2023). Sisi positif sekolah kurang murid. Berita Harian.Nik Mat, N. H., Salleh, H. S., Yusof, Y., Mohamed, W. N., Mohd Noor, N. A. (2021). Panduan penyelidikan ilmiah: Kaedah dan penulisan. UUM Press. Njenga, M. (2023). Teacher participation in continuing professional development: A theoretical framework. Journal of Adult and Continuing Education, 29(1), 69-85.Norazan, M. (2023). Perbezaan faktor jantina, umur dan pengalaman mengajar dengan tahap efikasi kendiri serta pelaksanaan pendekatan pengajaran terbeza guru Bahasa Melayu sekolah rendah. Jurnal Pendidikan Bahasa Melayu, 13(1), 38-49.Oliver, S. A. & Rosli, R. (2024). Hubungan tahap pengetahuan, amalan, dan efikasi diri guru Matematik sekolah rendah tentang pengajaran terbeza. Asian Journal of Research in Education and Social Science, 6(1), 443-456.Onyishi, C. N., & Sefotho, M. M. (2020). Teachers’ perspectives on the use of differentiated instruction in inclusive classrooms: Implication for teacher education. International Journal of Higher Education, 9(6), 136-150.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 253 ]Pallant, J. (2020). SPSS survival manual: A step by step guide to data analysis using IBM SPSS. Routledge.Peggy, H. & Hamid, A. H. (2023). Pelaksanaan pengajaran dan pembelajaran pelbagai gred dalam kelas bercantum. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities (MJSSH), 8(5), 1-15.Rahip, N. R., Saleh, M. S. M. (2022). Tinjauan pengetahuan, sikap dan amalan pekerja penghantar makanan di Malaysia terhadap jangkitan COVID-19. Asian People Journal (APJ), 5(2), 61-74.Ramli, R. (2022). Pengaruh pengetahuan pedagogi kandungan, efikasi kendiri guru, persepsi guru dan kepimpinan instruksional pengetua terhadap amalan pedagogi terbeza. [Tesis PHD, Universiti Utara Malaysia]. Saban, C., & Atay, D. (2023). Differentiated instruction in higher education EFL classrooms: instructors’ perceived practices in a Turkish context. Mextesol Journal, 47(2), n2.Savolainen, H., Malinen, O. P., & Schwab, S. (2022). Teacher efficacy predicts teachers’ attitudes towards inclusion–a longitudinal cross-lagged analysis. International Journal of Inclusive Education, 26(9), 958-972.Scarparolo, G., & Subban, P. (2021). A systematic review of pre-service teachers’ self-efficacy beliefs for differentiated instruction. Teachers and Teaching, 27, 753-766. https://doi.org/10.1080/13540602.2021.2007371.Shareefa, M. (2021). Using differentiated instruction in multigrade classes: A case of a small school. Asia Pacific Journal of Education, 41(1), 167-181, DOI: 10.1080/02188791.2020.1749559Shareefa, M., Moosa, V., Matzin, R., Abdulla, N. Z. M. & Jawawi, R. (2021). Facilitating differentiated instruction in a multi-grade setting: The case of a small school. SN Social Sciences, 1(127).Sharifzadeh, M. S. & Abdollahzadeh, G. (2021). The impact of different education strategies on rice farmers’ knowledge, attitude and practice (KAP) about pesticide use. Journal of the Saudi Society of Agricultural Sciences, 20(5), 312-323.Smale-Jacobse, A. et al. (2023). Exploring how teachers’ personal characteristics, teaching behaviors and contextual factors are related to differentiated instruction in the classroom: A cross-national perspective. Dlm. Maulana, R., Helms-Lorenz, M., Klassen, R.M. (eds) Effective Teaching Around the World. Springer, Cham. https://doi.org/10.1007/978-3-031-31678-4_23Thian, K. N., Raduan, N. & Nordin, Z. S. (2022). Amalan pendekatan pedagogi terbeza dengan penguasaan kemahiran berbahasa dalam kalangan guru Bahasa Melayu sekolah menengah di Sarawak. Jurnal Dunia, 4(2), 128-141.

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 254 ]Van, H. N. & Tram, P. N. (2020). Innovation in Vietnamese higher education teaching methodsapproach from rational choice theory. Universal Journal of Educational Research, 8(12A), 7949-7956.Van, J. H. (2022). What is knowledge as an actual-world phenomenon? Cognitive Psychological Phenomena in Education, 1(01), 1-36.Wan, S. W. Y. (2020). Unpacking the relationship between teachers’ perceptions of professional learning communities and differentiated instruction practice. ECNU Review of Education, 3(4), 694-714.Yavuz, E. G. (2023). A theoretical perspective on survey methods from quantitative research methods. Universum: Psychology & Education, 106(4), 64-68.Yusoff, A. (2021). Tahap kefahaman guru Bahasa Inggeris terhadap pedagogi terbeza. INSANIAH: Online Journal of Language, Communication, and Humanities Special Issue: 112-121.Zohomi, N. A. M. & Mahamod, Z. (2023). Amalan guru Bahasa Melayu sekolah menengah dalam melaksanakan pendekatan pengajaran terbeza. Jurnal Dunia Pendidikan, 5(1), 14-24.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 255 ]EVALUATING THE MALAY ADAPTATION OF THE SCHOOL-RELATED STRESS SCALE: A RASCH MODEL APPROACHTe Tie SengBahagian Tajaan Pendidikan, Kementerian [email protected] Zulnaidi dan Norfaezah Md Khalid Universiti MalayaABSTRACTElevated stress among adolescents has emerged as a significant public health issue, given its association with psychosomatic symptoms, emotional disorders, and reduced life satisfaction. As adolescents spend a substantial amount of time in school, understanding their school-related stress is crucial. In Malaysia, this is particularly important due to increasing reports of mental health issues among secondary school students, underscoring the need for a valid and reliable tool to assess school-related stress. A quantitative research design was employed to evaluate the psychometric properties of the Malay adaptation of the schoolrelated stress scale. Data were collected from 345 secondary school students in Wilayah Persekutuan Kuala Lumpur, Malaysia, selected through simple random sampling. To analyse the data, the Rasch analysis was conducted using the Winsteps version 5.3.3 software. The findings indicate that the scale demonstrates strong psychometric qualities, including satisfactory unidimensionality, good item fit, and high reliability. The findings provide support for the scale’s content, structural, and generalisability validity. The validated scale can serve as a useful tool for school counselors and teachers in assessing students’ school-related stress.Keywords: psychometric, Rasch model, scale evaluation, scale validation, school-related stressABSTRAKPeningkatan stres dalam kalangan remaja telah dikenal pasti sebagai isu kesihatan awam yang penting kerana isu ini dikaitkan dengan gejala psikosomatik, gangguan emosi, dan kepuasan hidup yang berkurangan.Memandangkan remaja menghabiskan sebahagian besar masa mereka di sekolah, pemahaman tentang stres berkaitan sekolah mereka adalah penting. Di Malaysia, perkara ini amat penting berikutan peningkatan laporan tentang isu kesihatan mental dalam kalangan murid sekolah menengah. Oleh hal yang demikian, instrumen pengukuran stres berkaitan sekolah yang sah dan boleh dipercayai adalah diperlukan. Reka bentuk kajian kuantitatif digunakan untuk menilai kualiti psikometrik skala stres berkaitan sekolah yang telah diadaptasi ke dalam bahasa Melayu. Data telah dikumpulkan daripada 345 orang murid sekolah menengah di Wilayah Persekutuan Kuala Lumpur, Malaysia, yang dipilih melalui kaedah persampelan rawak mudah. Data telah dianalisis menggunakan analisis Rasch menerusi perisian Winsteps versi 5.3.3. Dapatan kajian menunjukkan bahawa skala berkenaan mempunyai kualiti psikometrik yang baik, termasuk unidimensi yang memuaskan, kesesuaian item yang baik, dan kebolehpercayaan yang tinggi. Dapatan kajian ini menyokong kesahan kandungan, struktur, dan generalisasi skala berkenaan. Skala yang disahkan tersebut boleh berfungsi sebagai alat penilaian yang berguna untuk kaunselor sekolah dan guru bagi menilai stres berkaitan sekolah dalam kalangan murid.Kata kunci: psikometrik, Rasch model, penilaian skala, pengesahan skala, stres berkaitan sekolah

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 256 ]1.0 INTRODUCTION1.1 BackgroundAdolescents’ stress experience is gaining increasing attention in relation to their mental health (Ertanir et al., 2021). Those who have high levels of stress are likely to experience psychosomatic problems, emotional disorders, and other illnesses (Schwartz et al., 2021; Zimmer-Gembeck et al., 2016), which can subsequently reduce their life satisfaction (Rodríguez-rivas et al., 2023). For school-aged adolescents, understanding their stress experience in school is crucial because they spend a large amount of time in school (Borgonovi & Pál, 2016; Raccanello et al., 2021). Past research has indicated that school stress could affect students’ mental (Krogh, 2023; Löfstedt et al., 2019; Simoës-Perlant et al., 2022) and physical health (Löfstedt et al., 2019; Pascoe et al., 2020). It could also result in problematic behaviours at school, such as school refusal and substance use (Pascoe et al., 2020; Simoës-Perlant et al., 2022).In the Malaysian context, recent statistics highlight growing mental health concerns among adolescents. The 2022 National Health and Morbidity Survey reported that 16.2% of secondary school students felt lonely, 12.9 percent experienced sleeplessness due to worry, and 26.9% reported feeling depressed (Institute for Public Health, 2022). The same report also documented a significant rise in suicidal tendencies among adolescents since 2012. These findings are consistent with earlier research that found a considerable proportion of Malaysian schoolaged adolescents experiencing psychological or emotional distress (Chin & Wu, 2020; Hamid et al., 2020; Sabramani et al., 2021). This growing mental health burden calls for more focused attention on school-related stressors that may be contributing to these outcomes.School-related stress arises from multiple sources within the school environment. One of the most frequently reported sources is academic pressure, which encompasses demanding learning content, heavy workloads, examinations, and school attendance requirements (Ertanir et al., 2021; García-Moya et al., 2025; Löfstedt et al., 2019; Yusoff, 2010). Such academic concerns often make students worry about school, and compromise their enjoyment at school (Hascher, 2007). Interpersonal relationships within the school context also contribute significantly to stress. Peer-related stress, which includes disagreements with schoolmates and being hassled or judged by friends, is commonly reported (Brodar et al., 2020; Ertanir et al., 2021). In addition, student-teacher interactions can be a substantial source of stress, particularly when students experience communication difficulties or face conflict between their desire for freedom and teachers’ control at school (Brodar et al., 2020; Byrne et al., 2007; Ertanir et al., 2021; García-Moya et al., 2025).To better understand students’ stress levels in school, an effective instrument is needed. However, most of the existing instruments were only designed to measure students’ stress in general (Anniko et al., 2018; Byrne et al., 2007; Ertanir et al., 2021), rather than being specially tailored to the setting of school. In some studies, school-related stress has been measured using a single item, such as “How pressured do you feel by schoolwork?” (Löfstedt et al., 2019).

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 257 ]Although a single item may be efficient and impose minimal burden on respondents, it raises concerns about whether it can comprehensively capture students’ school-related stress experiences. Therefore, to better understand students’ stress experience at school, a valid and reliable measurement scale is needed.1.2 The Adoption of the Rasch Model in Instrument ValidationValidation of measurement scale is important to ensure the scores obtained are valid and reliable (DeVellis & Thorpe, 2022). However, traditional psychometric approaches, often grounded in Classical Test Theory (CTT), present several limitations. These include treating ordinal scales as interval measures, assuming that all items are equally important, assuming that error is equally distributed across all measures, and generating sample-dependent results (Van Zile-Tamsen, 2017). In contrast, the Rasch model, an approach within Item Response Theory (IRT), addresses many of these limitations and provides a more rigorous framework for psychometric evaluation (Bond et al., 2021; Conrad et al., 2015; Khine, 2020; Sovey et al., 2022). Advantages of the Rasch model include its ability to produce person- and item-level error estimates, identify biased or misfitting items, detect redundancy, and determine the most appropriate number of response categories (Bond et al., 2021; Boone et al., 2014; Fox & Jones, 1998; Linacre, 2002; Van Zile-Tamsen, 2017). Given these strengths, the application of Rasch analysis is increasingly recommended for instrument validation in school psychology and related field (Boone & Noltemeyer, 2017).The data obtained from the Rasch measurement could be used to establish various validity evidence which is stated in the Messick Validity Framework, such as content validity, structural validity, and generalisability validity (Messick, 1995). For content validity, it is concerned with the content relevance, representativeness, and technical quality of an instrument items (Messick, 1995). Evidence related to content validity could be obtained via evaluation of item quality using Rasch item fit statistics (Cheng et al., 2011; Chong et al., 2022; Fendrich et al., 2009; Greene et al., 2017; Ha, 2021; Makransky et al., 2015; Noroozi & Karami, 2024; Phipps, 2023; Royal & Royal, 2017). Items with optimal fit contribute to productive measurement by aligning well with the underlying construct (Bond et al., 2021; Wright & Linacre, 1994). For rating scale items, items are considered to have an optimal fit indicated by the mean square (MNSQ) values between 0.60 and 1.40 (Wright & Linacre, 1994). Besides that, item fit can be determined based on the polarity of the item by calculating the Point-Measure Correlations (PTMEACorr) value (Chong et al., 2022; Sovey et al., 2022). The PTMEACorr identifies the degree to which an item’s responses correlate with the person’s ability measures, where all positive PTMEACorr values indicate that the instrument consists of carefully developed items (Bond et al., 2021).Moreover, the Wright map provides information about content representativeness of a measurement scale, where it facilitates in discovering the area where most items are located and examining whether the item spread is parallel to the person spread (Chong et al., 2022; Makransky et al., 2015; Noroozi & Karami, 2024; Phipps, 2023). With its visual presentation, the Wright map facilitates the addition or removal of items in a measurement scale. If certain areas

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 258 ]of the map lack items, additional items should be added to fill the gaps (Akour, 2022). On the other hand, items located on the same horizontal line suggest that they are redundant in terms of difficulty level, and are recommended to be deleted to maximise parsimony of a scale (Akour, 2022; Avinç & Doğan, 2024). Furthermore, the item separation index also provides evidence of content validity (Chong et al., 2022; Ha, 2021; Noroozi & Karami, 2024). High item separation is an indication that a wide difficulty range of items has been included in the instrument, which is evidence of content representativeness (Chong et al., 2022; Ha, 2021; Noroozi & Karami, 2024).As for structural validity, it is concerned with the hypothesised dimensionality of the data (Blouin & Smith, 2020; Chong et al., 2022; Fendrich et al., 2009; Ha, 2021; Phipps, 2023). One of the assumptions of Rasch analysis is that it is suitable only for the development of unidimensional variables, where all the items are designed to measure a single underlying construct (Bond et al., 2021; Fox & Jones, 1998; Noroozi & Karami, 2024; Sovey et al., 2022; Sumintono, 2018). In examining the dimensionality of a measurement scale, the Principal Component Analysis (PCA) of the Rasch residuals helps in checking for violations of unidimensionality (Bond et al., 2021; Fox & Jones, 1998). According to Linacre (2016), the eigenvalue for the first contrast which is more than 2.00 suggests that there is probably a second dimension. Besides that, there were several other criteria to assess unidimensionality, which include: (i) the measuring dimension must have a substantial variance explained, ideally above 40 percent; and (ii) the variance explained by the first principal component of the residuals has to be small, such as below 15 percent (Avinç & Doğan, 2024; Conrad et al., 2015).The generalisability validity refers to the extent to which score meanings and interpretations are generalisable across population groups or settings (Blouin & Smith, 2020; Messick, 1995; Wasserman & Bracken, 2003). The evidence of generalisability validity can be obtained from differential item functioning (DIF) and internal consistency analysis (Cheng et al., 2011; Chong et al., 2022; Fendrich et al., 2009; Ha, 2021; Noroozi & Karami, 2024; Royal & Royal, 2017; Son & Ha, 2025). DIF occurs when distinct subgroups within the sample exhibit dissimilar scores on particular items, despite equal levels of latent trait (Makransky et al., 2015; Tennant & Conaghan, 2007). In DIF analysis, a DIF contrast of >0.64 and p<0.05 is used as an indicator of DIF (Zwick et al., 1999). In addition, both person and item reliability indices also provide evidence for generalisability validity (Fendrich et al., 2009; Ha, 2021). These indices reflect the internal consistency of the measure, conceptually similar to Cronbach’s alpha, and indicate the proportion of variance that is not attributable to measurement error (Bond et al., 2021; Boone & Noltemeyer, 2017). High reliability values suggest that the instrument consistently distinguishes between individuals (person reliability) or items (item reliability). Furthermore, separation indices quantify the ability of the instrument to differentiate between levels of the trait among persons or across item difficulty levels. For person separation, a value of 1.50 is acceptable, 2.00 is considered good, and 3.00 indicates excellent separation (Wright & Masters, 1982). For item separation, an index of 3.00 or greater is preferable (Linacre, 2016).In general, Rasch analysis is helpful in establishing numerous validity evidence of an instrument. By adopting Rasch analysis, an instrument’s psychometric properties can be evaluated and improved before it is used to gather quantitative data.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 259 ]2.0 METHODOLOGYThis study employed a quantitative research design to evaluate the psychometric properties of the Malay-adapted school-related stress scale using the Rasch measurement model.This study involved 345 secondary school students from Wilayah Persekutuan Kuala Lumpur, Malaysia. The sample size aligns with best practices for scale validation and psychometric evaluation, as discussed by Clark and Watson (1995), and exceeds commonly accepted minimums for stable item estimation. Respondents were selected using simple random sampling, a probability-based technique that ensures each member of the population has an equal chance of being selected, thereby enhancing the representativeness of the sample (Fraenkel et al., 2023).Prior to the data collection process, permission to conduct the study was obtained from the Ministry of Education, Malaysia (MoE), the State Education Department of Kuala Lumpur Federal Territory, and the respective school administrators. Participation in the study was voluntary, and only those with parents’ consent filled out the questionnaire. The researcher adopted self-administration method in administering the questionnaire, aiming to get a high response rate and facilitate the provision of necessary assistance (Ary et al., 2018).To measure students’ school-related stress, the Shortened Version of the Adolescent Stress Questionnaire (ASQ-S) (Anniko et al., 2018), which was originally derived from the Adolescent Stress Questionnaire (ASQ) (Byrne et al., 2007), was adapted. The items pertaining to school life were used. However, several items which do not apply to all the secondary school students in Malaysia were excluded. For instance, the item “Getting up early in the morning to go to school” was not included, as some of the schools in Malaysia adopt a double-session system (morning and afternoon sessions). The permission to use and adapt the scale was obtained before the research was carried out. The original items were translated into Malay language (bahasa Melayu) for better understanding of the subjects. To ensure the items in the questionnaires were comprehensible, two experienced language teachers reviewed the translation and the language used in the questionnaire. Additionally, cognitive interviews were conducted with eight participants to confirm that the measurement scale was understandable to the target population (DeVellis & Thorpe, 2022; Koskey et al., 2018).In total, there were eight items which were used to measure students’ school-related stress. Respondents were required to indicate their stress experience in school for the past one month based on a 5-point response category, where 1 = not stressful at all (or is irrelevant to me); 2 = a little stressful; 3 = moderately stressful; 4 = quite stressful; and 5 = very stressful. The eight items are as presented in Table 1.

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 260 ]Table 1Stress of School Life ItemsItem LabelsItemsEnglish Version (Original Version) Malay VersionST1 Having to study things I do not understandterpaksa belajar perkara yang saya tidak fahamST2 Keeping up with school work menyiapkan kerja-kerja sekolahST3 Going to school hadir ke sekolahST4 Lack of respect from teachers kurang rasa hormat daripada guruST5 Lack of respect from schoolmates kurang rasa hormat daripada rakan sekolahST6 Getting along with my teachers berinteraksi dengan guru-guru sayaST7 Getting along with my schoolmates bergaul dengan rakan sekolah sayaST8 Having too much homework mempunyai terlampau banyak kerja rumahThe data were analysed quantitatively to examine the validity and reliability of the scale. The analyses which were conducted included unidimensionality, item fit, observation of the Wright map, DIF, as well as person and item reliability. To analyse the data, Winsteps 5.3.3 software was used. 3.0 RESULTS3.1 Demographic Information of the RespondentsThis study involved 345 secondary school students from Wilayah Persekutuan Kuala Lumpur, Malaysia. The respondents’ demographic information is summarised in Table 2. As shown in the table, out of the 345 respondents, 229 (66.38 percent) were male and 116 (33.62 percent) were female. In terms of form, 63 (18.26 percent) were Form 1 students, 96 (27.83 percent) were Form 2 students, 90 (26.08 percent) were Form 3 students, and 96 (27.83 percent) were Form 4 students.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 261 ]Table 2Respondents’ Demographic Information (n=345)Respondents Frequency (n) Percentage (%)Gender Male 229 66.38 Female 116 33.62Form 1 (13 years old) 63 18.26 2 (14 years old) 96 27.83 3 (15 years old) 90 26.08 4 (16 years old) 96 27.833.2 Psychometric Qualities of the School-related Stress Scale(a) DimensionalityUnidimensionality was examined by referring to the Principal Component Analysis (PCA). As shown in Table 3, the eigenvalue of the first contrast is 1.99, which is below the threshold of 2.00 and indicates no evidence of a secondary dimension (Linacre, 2016). Besides that, raw variance explained by measures is 54.8 percent, which met the recommended criteria for unidimensionality of at least 40 percent (Avinç & Doğan, 2024; Conrad et al., 2015). Furthermore, the variance explained by the first principal component of the residuals is 11.2 percent, which is an acceptable percentage of less than 15 percent (Avinç & Doğan, 2024; Conrad et al., 2015). These results support the unidimensionality of the scale.Table 3Principal Component Analysis (PCA)Standardised Residual Variance(in Eigenvalue units)Eigenvalue Observed ModeledTotal raw variance in observations 17.71 100% 100%Raw variance explained by measures 9.71 54.8% 55.4%Raw variance explained by persons 6.33 35.7%Raw variance explained by items 3.38 19.1%Unexplained variance in 1st contrast 1.99 11.2%

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 262 ](b) Fit StatisticsAll items demonstrated acceptable fit to the Rasch model. As shown in Table 4, the infit and outfit MNSQ values for all eight items ranged from 0.40 to 1.60, which falls within the acceptable thresholds for rating scale instruments (Wright & Linacre, 1994). Additionally, all items exhibit positive point-measure correlations (PTMEACorr), indicating alignment with the underlying construct (Bond et al., 2021).Table 4Item StatisticsItem Measure S.E. Infit MNSQ Outfit MNSQ PTMEACorr valuesST1 -0.74 0.06 0.77 0.77 0.73ST2 -0.43 0.06 0.84 0.91 0.69ST3 0.54 0.08 1.13 1.08 0.62ST4 0.32 0.07 1.07 0.95 0.64ST5 0.05 0.07 1.24 1.23 0.61ST6 0.7 0.08 0.88 0.76 0.64ST7 0.83 0.08 1.24 1.26 0.53ST8 -1.26 0.06 1.05 1.25 0.68(c) The Wright MapThe Wright Map provides a powerful visual representation of person-item relationships on an equal interval logit scale (Boone et al., 2014; Boone & Noltemeyer, 2017). As shown in Figure 1, the items demonstrate a well-ordered hierarchy, with good vertical distribution across the continuum of school-related stress.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 263 ]Figure 1The Wright Map(c) Differential Item Functioning (DIF)Differential item functioning (DIF) analysis was conducted to assess whether items function equivalently across gender groups. As shown in Table 5, none of the items exhibits a DIF contrast exceeding the recommended threshold of 0.64, indicating no substantial differential functioning between male and female respondents (Zwick et al., 1999).

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 264 ]Table 5DIF Analysis for GenderPerson Obs-Exp Average Person Obs-Exp AverageDIFContrastJoint S.E.Rasch-WelchItemt d.f. pMale -0.08 Female 0.16 0.30 0.13 2.31 223 0.0216 ST1Male 0.00 Female 0.00 0.00 0.13 0.00 221 1.0000 ST2Male -0.03 Female 0.05 0.15 0.16 0.97 234 0.3306 ST3Male 0.02 Female -0.04 -0.09 0.15 -0.62 221 0.5380 ST4Male 0.00 Female -0.01 -0.02 0.14 -0.14 223 0.8864 ST5Male 0.03 Female -0.06 -0.19 0.17 -1.12 217 0.2628 ST6Male -0.04 Female 0.08 0.28 0.17 1.63 243 0.1034 ST7Male 0.10 Female -0.19 -0.35 0.13 -2.72 218 0.0070 ST8(d) Person and Item ReliabilityReliability analysis was conducted using Rasch person and item reliability indices. As shown in Table 6, person reliability is 0.75 and item reliability is 0.99, both exceeding the commonly accepted threshold of 0.70 (Bond et al., 2021; Pallant, 2020), indicating good internal consistency. The person separation is 1.72, which is considered acceptable because it is greater than 1.50 (Wright & Masters, 1982). The item separation is 9.35, which is considered excellent, as it is more than 3.00 (Linacre, 2016).Table 6Person and Item Reliability IndicesParameter Measure Separation ReliabilityPerson (345) -1.35 1.72 0.75Item (8) 0.00 9.35 0.994.0 DISCUSSIONThis study aimed to examine the psychometric qualities of the Malay version of the schoolrelated stress scale, which was adapted from the Shortened Version of the Adolescent Stress Questionnaire (ASQ-S) (Anniko et al., 2018). The adapted version of the scale consists of eight items, and students are required to assess their school-related stress for the past month using a 5-point Likert rating. Rasch analysis was performed to establish the validity evidence of this scale.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 265 ]The results indicate strong evidence of content validity, supported by item fit statistics, the Wright map, and item separation indices (Cheng et al., 2011; Chong et al., 2022; Fendrich et al., 2009; Greene et al., 2017; Ha, 2021; Makransky et al., 2015; Noroozi & Karami, 2024; Phipps, 2023; Royal & Royal, 2017). All items demonstrated acceptable MNSQ values within the 0.60 to 1.40 range, indicating productive measurement (Bond et al., 2021; Wright & Linacre, 1994). Additionally, all items yielded positive PTMEACorr, suggesting that the items align well with the latent trait of school-related stress (Bond et al., 2021). Taken together, these findings suggest that all items function appropriately and contribute meaningfully to the measurement of school-related stress.Importantly, the Wright map revealed a well-distributed range of item difficulties with no redundancy, suggesting that the scale effectively captures variations in students’ stress experiences across different contexts (Akour, 2022; Avinç & Doğan, 2024; Makransky et al., 2015; Noroozi & Karami, 2024; Phipps, 2023). For instance, the item “Having too much homework” was among the easiest to endorse, aligning with literature that identifies academic pressure as a common and highly salient stressor for students (Ertanir et al., 2021; García-Moya et al., 2025; Hascher, 2007; Löfstedt et al., 2019; Yusoff, 2010). Conversely, the item “Getting along with my schoolmates” was among the most difficult to endorse, indicating that, in general, students do not perceive peer interactions as particularly stressful. However, while not a predominant stressor, peer relationships remain a challenging and significant issue for some students (Brodar et al., 2020; Ertanir et al., 2021). The high item separation index (9.35) further supports the inclusion of items across a broad difficulty spectrum, reflecting the multifaceted nature of school-related stress outlined in the introduction, namely, academic, peer, and teacher-related domains (Brodar et al., 2020; Ertanir et al., 2021; García-Moya et al., 2025). This comprehensive item spread enhances the content representativeness of the scale (Chong et al., 2022; Ha, 2021; Noroozi & Karami, 2024), allowing for a more nuanced assessment of adolescents’ school stress experiences.Next, the structural validity of the scale is supported. Based on the PCA, the scale demonstrates unidimensionality. This is evident in the eigenvalue for the first contrast, which is less than 2, indicating there is no apparent secondary dimension (Linacre, 2016). Additional evidence reinforcing unidimensionality includes the high proportion of raw variance explained by measures and the small variance attributed to the first principal component of the residuals (Avinç & Doğan, 2024; Conrad et al., 2015). Fulfilment of the Rasch model’s unidimensionality assumption confirms that all items measure a single underlying construct, namely, students’ school-related stress (Bond et al., 2021; Fox & Jones, 1998; Noroozi & Karami, 2024; Sovey et al., 2022; Sumintono, 2018). Notably, this unidimensionality suggests that school-related stress functions as a singular construct, despite originating from diverse sources, such as academic demands, peer relationships, and interactions with teachers.Evidence supporting the generalisability of the scale was also found, as indicated by the DIF and reliability analyses (Cheng et al., 2011; Chong et al., 2022; Fendrich et al., 2009; Ha, 2021; Noroozi & Karami, 2024; Royal & Royal, 2017; Son & Ha, 2025). The DIF analysis for gender shows

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 266 ]that there is no evidence of DIF by gender. This finding suggests that the items are free from gender bias and measure school-related stress consistently across both groups. In addition, both of the person and item reliability indices (above 0.70) are considered good (Bond et al., 2021; Pallant, 2020). The person separation index was 1.72, suggesting that the scale can distinguish between approximately two levels of respondents in terms of their school-related stress (Wright & Masters, 1982). The ability of the scale to differentiate between at least two distinct levels of stress suggests its utility for screening purposes, allowing school counsellors and teachers to identify students who may require additional support. Furthermore, the item separation value of 9.35, which is well above the minimum threshold of 3, reflects a strong item hierarchy (Linacre, 2016). This hierarchy indicates that the items are well distributed across the stress continuum and supports the scale’s suitability for use in longitudinal studies or with culturally similar populations, due to the implied item stability and replicability (Linacre, 2016).In general, the Rasch analysis employed in this study provides various validity evidence for the adapted school-related stress scale. The findings support the use of the Rasch model for evaluating the psychometric properties of measurement scales (Bond et al., 2021; Conrad et al., 2015; Khine, 2020; Sovey et al., 2022). The evidence obtained from the Rasch analysis shows that the school-related stress scale has good psychometric properties, hence, school counselors and teachers could use the scale to measure students’ school life stress. By knowing the level of students’ school stress, relevant actions can be taken to help the students to cope with their stress experience at school.In comparison to other instruments, the adapted school-related stress scale offers several notable advantages. First, it addresses the limitations of single-item measures by capturing multiple domains of school-related stress without creating a significant response burden. This balance makes the scale well-suited for both research purposes and practical screening in educational settings. Second, compared to the ASQ-S (Anniko et al., 2018), from which this scale was adapted, the present version enhances contextual relevance by focusing specifically on academic, peer, and teacher-related stressors within the school environment. Furthermore, the scale has been linguistically adapted into the Malay language, enhancing its comprehensibility for the intended population.However, this study is not without limitations. First, the scale’s external validity has not yet been established, as it was not correlated with other related measures. Future studies should explore convergent and discriminant validity by comparing this scale with other established instruments. Second, this study only involved secondary school students. Given the potential applicability of this scale to younger age groups, future research should extend the psychometric evaluation to primary school populations.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 267 ]5.0 CONCLUSIONIn summary, the Malay adaptation of the school-related stress scale possesses good psychometric qualities and is capable of producing valid and reliable scores. The Rasch analysis shows that the scale is unidimensional, has good fit, and the item difficulty level is well distributed. The reliability statistics suggest that the scale is highly reproducible. Comprising eight Likert-type items, the scale is brief and easy to administer, making it a practical tool for school counsellors and teachers to measure students’ school-related stress. Understanding students’ stress levels enables timely interventions to mitigate school-related stress. Furthermore, the scale can inform the design and implementation of targeted programmes, such as peer support systems, to enhance students’ well-being.Future research is recommended to establish the external validity of the scale by examining its correlation with other related instruments. Additionally, as this study focused solely on secondary school students, further validation with primary school populations is suggested to extend the generalisability of the findings.REFERENCESAkour, M. M. (2022). Rasch rating scale analysis of the survey of attitudes toward statistics. EURASIA Journal of Mathematics, Science and Technology Education, 18(12), em2190. https://doi.org/10.29333/ejmste/12646Anniko, M. K., Boersma, K., van Wijk, N. P. L., Byrne, D. G., & Tillfors, M. (2018). Development of a shortened version of the Adolescent Stress Questionnaire (ASQ-S): Construct validity and sex invariance in a large sample of Swedish adolescents. Scandinavian Journal of Child and Adolescent Psychiatry and Psychology, 6(1), 4–15. https://doi.org/10.21307/sjcapp-2018-001Ary, D., Jacobs, L. C., Sorensen Irvin, C. K., & Walker, D. (2018). Introduction to research in education (10th ed.). Cengage.Avinç, E., & Doğan, F. (2024). Digital literacy scale: Validity and reliability study with the Rasch model. Education and Information Technologies, 29(17), 22895–22941. https://doi.org/10.1007/s10639-024-12662-7Blouin, D., & Smith, E. V. (2020). Measuring the continuous quality improvement orientation of medical education programs: A validity study of the Baldrige “Are we making progress” questionnaire. International Journal of Health Care Quality Assurance, 33(2), 158–171. https://doi.org/10.1108/IJHCQA-06-2019-0102Bond, T. G., Yan, Z., & Heene, M. (2021). Applying the Rasch model: Fundamental measurement in the human sciences (4th ed.). Routledge.

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 268 ]Boone, W. J., & Noltemeyer, A. (2017). Rasch analysis: A primer for school psychology researchers and practitioners. Cogent Education, 4(1), Article 1416898. https://doi.org/10.1080/2331186X.2017.1416898Boone, W. J., Staver, J. R., & Yale, M. S. (2014). Rasch analysis in the human sciences. Springer. https://doi.org/10.1007/978-94-007-6857-4Borgonovi, F., & Pál, J. (2016). A framework for the analysis of student well-being in the PISA 2015 study (Issue 140). https://doi.org/10.1787/5jlpszwghvvb-enBrodar, K. E., La Greca, A. M., Hysing, M., & Llabre, M. M. (2020). Stressors, repetitive negative thinking, and insomnia symptoms in adolescents beginning high school. Journal of Pediatric Psychology, 45(9), 1027–1038. https://doi.org/10.1093/jpepsy/jsaa064Byrne, D. G., Davenport, S. C., & Mazanov, J. (2007). Profiles of adolescent stress: The development of the adolescent stress questionnaire (ASQ). Journal of Adolescence, 30(3), 393–416. https://doi.org/10.1016/j.adolescence.2006.04.004Cheng, Y.-Y., Chen, L.-M., Liu, K.-S., & Chen, Y.-L. (2011). Development and psychometric evaluation of the school bullying scales: A Rasch measurement approach. Educational and Psychological Measurement, 71(1), 200–216. https://doi.org/10.1177/0013164410387387Chin, W. C., & Wu, S. L. (2020). The predicting effects of depression and self-esteem on suicidal ideation among adolescents in Kuala Lumpur, Malaysia. Journal of Health and Translational Medicine, 23(1), 60–66. https://doi.org/10.22452/jummec.vol23no1.11Chong, J., Mokshein, S. E., & Mustapha, R. (2022). Instrument validation based on the six aspects of Messick validity framework using the Rasch rating scale model. Jurnal Penyelidikan Pendidikan, 23, 117–138.Clark, L. A., & Watson, D. (1995). Constructing validity: Basic issues in objective scale development. Psychological Assessment, 7(3), 309–319.Conrad, K. M., Conrad, K. J., Passetti, L. L., Funk, R. R., & Dennis, M. L. (2015). Validation of the full and short-form self-help involvement scale against the Rasch measurement model. Evaluation Review, 39(4), 395–427. https://doi.org/10.1177/0193841X15599645DeVellis, R. F., & Thorpe, C. T. (2022). Scale development: Theory and applications (5th ed.). Sage.Ertanir, B., Rietz, C., Graf, U., & Kassis, W. (2021). A cross-national validation of the shortened version of the Adolescent Stress Questionnaire (ASQ-S) among adolescents from Switzerland, Germany, and Greece. Frontiers in Psychology, 12, Article 619493. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.619493

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 269 ]Fendrich, M., Smith Jr., E. V., Pollack, L. M., & Mackesy-Amiti, M. E. (2009). Measuring sexual risk for HIV: A Rasch scaling approach. Archives of Sexual Behavior, 38(6), 922–935. https://doi.org/10.1007/s10508-008-9385-2Fox, C. M., & Jones, J. A. (1998). Uses of Rasch modeling in counseling psychology research. Journal of Counseling Psychology, 45(1), 30–45. https://doi.org/10.1037/0022-0167.45.1.30Fraenkel, J. R., Wallen, N. E., & Hyun, H. H. (2023). How to design and evaluate research in education (11th ed.). McGraw-Hill Education.García-Moya, I., Paniagua, C., & Jiménez-Iglesias, A. (2025). Gender differences in adolescent school stress: A mixed-method study. Journal of Research on Adolescence, 35(1), Article e13057. https://doi.org/10.1111/jora.13057Greene, L. M., Royal, K. D., Bradley, J. M., Lascelles, B. D. X., Johnson, L. R., & Hawkins, E. C. (2017). Severity of nasal inflammatory disease questionnaire for canine idiopathic rhinitis control: Instrument development and initial validity evidence. Journal of Veterinary Internal Medicine, 31, 134–141. https://doi.org/10.1111/jvim.14629Ha, H. T. (2021). A Rasch-based validation of the Vietnamese version of the listening vocabulary levels test. Language Testing in Asia, 11(1), Article 16. https://doi.org/10.1186/s40468-021-00132-7Hamid, R., Ghani, M. F. A., Ali, S. K. S., Daud, M. A. K. M., & Dewi, R. (2020). Kemurungan, kebimbangan dan tekanan dalam kalangan pelajar tingkatan empat di daerah Kota Setar. Jurnal Kepimpinan Pendidikan, 7(4), 30–34.Hascher, T. (2007). Exploring students’ well-being by taking a variety of looks into the classroom. Hellenic Journal of Psychology, 4(3), 331–349.Institute for Public Health. (2022). National health and morbidity survey (NHMS) 2022: Adolescent health survey.Khine, M. S. (2020). Objective measurement in psychometric analysis. In M. S. Khine (Ed.), Rasch measurement applications in quantitative educational research (pp. 3–7). Springer. https://doi.org/10.1007/978-981-15-1800-3Koskey, K. L. K., Sondergeld, T. A., Stewart, V. C., & Pugh, K. J. (2018). Applying the mixed methods instrument development and construct validation process: The transformative experience questionnaire. Journal of Mixed Methods Research, 12(1), 95–122. https://doi.org/10.1177/1558689816633310

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 270 ]Krogh, S. C. (2023). “It’s just performance all the time”: Early adolescents’ accounts of schoolrelated performance demands and well-being. Scandinavian Journal of Educational Research, 67(3), 463–476. https://doi.org/10.1080/00313831.2021.2021446Linacre, J. M. (2002). Optimizing rating scale category effectiveness. Journal of Applied Measurement, 3(1), 85–106.Linacre, J. M. (2016). A user’s guide to Winsteps/Ministep Rasch-model computer programs(5.3.3). Winsteps.com.Löfstedt, P., Eriksson, C., Potrebny, T., Välimaa, R., Thorsteinsson, E. B., Due, P., Damsgaard, M. T., Suominen, S., Rasmussen, M., & Torsheim, T. (2019). Trends in perceived school stress among adolescents in five Nordic countries 2002 – 2014. Nordic Welfare Research, 4(2), 101–112. https://doi.org/10.18261/issn.2464-4161-2019-02-07Makransky, G., Rogers, M. E., & Creed, P. A. (2015). Analysis of the construct validity and measurement invariance of the Career Decision Self-Efficacy Scale: A Rasch model approach. Journal of Career Assessment, 23(4), 645–660. https://doi.org/10.1177/1069072714553555Messick, S. (1995). Standards of validity and the validity of standards in performance assessment. Educational Measurement: Issues and Practice, 14(4), 5–8. https://doi.org/10.1111/j.1745-3992.1995.tb00881.xNoroozi, S., & Karami, H. (2024). A Rasch-based validation of the University of Tehran English Proficiency Test (UTEPT). Language Testing in Asia, 14(1), Article 18. https://doi.org/10.1186/s40468-024-00290-4Pallant, J. (2020). SPSS survival manual: A step by step guide to data analysis using IBM SPSS(7th ed.). Routledge.Pascoe, M. C., Hetrick, S. E., & Parker, A. G. (2020). The impact of stress on students in secondary school and higher education education. International Journal of Adolescence and Youth, 25(1), 104–112. https://doi.org/10.1080/02673843.2019.1596823Phipps, J. (2023). The validation of two L2 self-efficacy instruments using Rasch analysis. Research Methods in Applied Linguistics, 2(3), Article 100084. https://doi.org/10.1016/j.rmal.2023.100084Raccanello, D., Vicentini, G., Trifiletti, E., & Burro, R. (2021). A Rasch analysis of the schoolrelated well-being (SRW) scale: Measuring well-being in the transition from primary to secondary school. International Journal of Environmental Research and Public Health, 18(1), Article 23. https://doi.org/10.3390/ijerph18010023

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 271 ]Rodríguez-rivas, M. E., Alfaro, J., Benavente, M., Varela, J. J., Melipillan, R., & Reyes, F. (2023). The negative association of perceived stress with adolescents’ life satisfaction during the pandemic period: The moderating role of school community support. Heliyon, 9(4), Article e15001. https://doi.org/10.1016/j.heliyon.2023.e15001Royal, K. D., & Royal, R. A. (2017). An evaluation of the psychometric properties of the behavior change strategies for healthy eating scale. Journal of Nursing Measurement, 25(3), 411–420. https://doi.org/10.1891/1061-3749.25.3.411Sabramani, V., Idris, I. B., Ismail, H., Nadarajaw, T., Zakaria, E., & Kamaluddin, M. R. (2021). Bullying and its associated individual, peer, family and school factors: Evidence from Malaysian national secondary school students. International Journal of Environmental Research and Public Health, 18(13), Article 7208. https://doi.org/10.3390/ijerph18137208Schwartz, K. D., Exner-Cortens, D., Mcmorris, C. A., Makarenko, E., Arnold, P., Bavel, M. Van, Williams, S., & Canfield, R. (2021). COVID-19 and student well-being: Stress and mental health during return-to-school. Canadian Journal of School Psychology, 36(2), 166–185. https://doi.org/10.1177/08295735211001653Simoës-Perlant, A., Barreau, M., & Vezilier, C. (2022). Stress, anxiety, and school burnout post Covid19: A study of French adolescents. Mind, Brain, and Education, 17(2), 98–106. https://doi.org/10.1111/mbe.12346Son, M., & Ha, M. (2025). Development of a digital literacy measurement tool for middle and high school students in the context of scientific practice. Education and Information Technologies, 30(4), 4583–4606. https://doi.org/10.1007/s10639-024-12999-zSovey, S., Osman, K., & Mohd Matore, M. E. E. (2022). Rasch analysis for disposition levels of computational thinking instrument among secondary school students. Eurasia Journal of Mathematics, Science and Technology Education, 18(3), Article em2088. https://doi.org/10.29333/ejmste/11794Sumintono, B. (2018). Rasch Model measurements as tools in assesment for learning. 1st International Conference on Education Innovation (ICEI 2017), 173(Icei 2017), 38–42. https://doi.org/10.2991/icei-17.2018.11Tennant, A., & Conaghan, P. G. (2007). The Rasch measurement model in rheumatology: What is it and why use it? When should it be applied, and what should one look for in a Rasch paper? Arthritis & Rheumatism, 57(8), 1358–1362. https://doi.org/10.1002/art.23108Van Zile-Tamsen, C. (2017). Using Rasch analysis to inform rating scale development. Research in Higher Education, 58(8), 922–933. https://doi.org/10.1007/s11162-017-9448-0

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 272 ]Wasserman, J. D., & Bracken, B. A. (2003). Pyschometric characteristics of assessment procedures. In J. R. Graham & J. A. Naglieri (Eds.), Handbook of psychology: Assessment psychology (Volume 10) (pp. 43–66). John Wiley & Sons.Wright, B. D., & Linacre, J. M. (1994). Reasonable mean-square fit values. Rasch Measurement Transactions, 8(3), 370–371.Wright, B. D., & Masters, O. N. (1982). Rating scale analysis (Rasch measurement). MESA Press.Yusoff, M. S. B. (2010). Stress, stressors and coping strategies among secondary school students in a Malaysian government secondary school: Initial findings. ASEAN Journal of Psychiatry, 11(2), 143–157.Zimmer-Gembeck, M. J., Petegem, S. Van, & Skinner, E. A. (2016). Emotion, controllability and orientation towards stress as correlates of children’s coping with interpersonal stress. Motivation and Emotion, 40(1), 178–191. https://doi.org/10.1007/s11031-015-9520-zZwick, R., Thayer, D. T., & Lewis, C. (1999). An empirical bayes approach to mantelhaenszel DIF analysis. Journal of Educational Measurement, 36(1), 1–28. https://doi.org/10.1111/j.1745-3984.1999.tb00543.x

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 273 ]KESAHAN DAN KEBOLEHPERCAYAAN INSTRUMEN PEMBUDAYAAN KAJIAN TINDAKAN GURU SEKOLAH RENDAHAzlin MoktarBahagian Tajaan Pendidikan, Kementerian [email protected] Salwana Alias dan Nurazidawati Mohamad ArsadUniversiti Kebangsaan MalaysiaABSTRAKKajian ini bertujuan menilai kesahan dan kebolehpercayaan instrumen bagi mengukur pembudayaan kajian tindakan oleh guru besar, komitmen guru terhadap kajian tindakan, dan kualiti guru di sekolah rendah kebangsaan di Malaysia. Instrumen ini dibangunkan berasaskan gabungan teori utama termasuk Teori Pengurusan Perubahan Kotter, KOMPAS 2.0, SKPMg2, Teori Komitmen Tiga Komponen, Teori Kompetensi Spencer & Spencer serta Standard Guru Malaysia 2.0. Kesahan kandungan dinilai oleh lima orang pakar bidang menggunakan Indeks Kesahan Kandungan (S-CVI), manakala kesahan muka dinilai oleh tiga pakar bahasa dan 30 orang guru. Kajian rintis melibatkan 107 guru, dan kebolehpercayaan instrumen dianalisis menggunakan pekali Alfa Cronbach, dengan nilai keseluruhan 0.968. Majoriti item mencatat nilai korelasi item-jumlah dibetulkan (CITC) ≥ 0.50, menunjukkan keseragaman dalaman yang baik. Walau bagaimanapun, beberapa item dikenal pasti memerlukan pemurnian lanjut. Justeru, analisis Model Rasch disarankan bagi memperkukuh struktur konstruk dan ketepatan pengukuran. Kajian ini menyumbang kepada pembangunan instrumen yang sah dan boleh dipercayai untuk menyokong pelaksanaan kajian tindakan secara sistematik dalam pembangunan profesional guru.Kata kunci: kesahan instrumen, kebolehpercayaan, kepimpinan sekolah, kajian tindakan, kualiti guruABSTRACTThis study aimed to evaluate the validity and reliability of an instrument measuring the culture of action research among head teachers, teacher commitment to action research, and teacher quality in Malaysian primary schools. The instrument was developed based on a combination of key theories including Kotter’s Change Management Theory, KOMPAS 2.0, SKPMg2, the Three-Component Commitment Theory, Spencer and Spencer’s Competency Theory, and the Malaysian Teacher Standard 2.0. Content validity was assessed by five subject matter experts using the Content Validity Index (S-CVI), while face validity was evaluated by three language experts and 30 teachers. A pilot study involving 107 teachers was conducted, and instrument reliability was analysed using Cronbach’s Alpha, which yielded an overall coefficient of 0.968. Most items recorded corrected item-total correlation (CITC) values ≥ 0.50, indicating strong internal consistency. Nevertheless, several items require further refinement. The Rasch Model is recommended to enhance construct structure and measurement precision. This study contributed to the development of a valid and reliable instrument to support the systematic implementation of action research in teacher professional development.Keywords: instrument validity, reliability, school leadership, action research, teacher quality.

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 274 ]1.0 PENGENALANPendidikan berkualiti merupakan pemangkin utama dalam pembangunan sesebuah negara. Di Malaysia, usaha memperkasa kualiti pengajaran dan kepimpinan pendidikan terus menjadi fokus strategik Kementerian Pendidikan Malaysia (KPM). Seiring dengan matlamat ini, kajian tindakan telah dikenal pasti sebagai pendekatan yang signifikan dalam memperkukuh profesionalisme guru dan keberkesanan kepimpinan sekolah, sekali gus menyumbang kepada peningkatan kualiti pendidikan secara menyeluruh (Kemmis, McTaggart & Nixon, 2014; Ferencova et al., 2025). Kajian tindakan bukan sahaja membolehkan guru menilai dan menambah baik amalan pengajaran secara reflektif dan sistematik, malah memperkukuh keupayaan pemimpin sekolah dalam mentransformasikan pengurusan dan kepimpinan instruksional (Norazrina, Ahmad Thamrini & Erda Wati, 2022). Namun, pelaksanaan yang berkesan memerlukan sokongan menyeluruh daripada pihak pentadbiran sekolah, penyediaan sumber mencukupi, serta latihan dan bimbingan yang terancang bagi memastikan impaknya diterjemah ke dalam bilik darjah (KPM, 2017; Wahab & Yasin, 2022; Islam et al., 2024). Dalam konteks perubahan landskap pendidikan yang pesat, keperluan terhadap kajian tindakan semakin mendesak kerana pendekatan ini membuka ruang untuk refleksi profesional yang mendalam dan penyesuaian pedagogi mengikut keperluan murid yang sentiasa berubah (Bramwell-Lalor et al., 2023). Selain itu, dalam era pendidikan pasca-pandemik, kajian tindakan terbukti berperanan membina daya tahan pedagogi dan merangsang inovasi bilik darjah yang berterusan (Kravchenko, 2023; Ferencova et al., 2025). Justeru, pembudayaan kajian tindakan secara sistematik dalam ekosistem sekolah rendah merupakan satu keperluan kritikal untuk memastikan pembangunan profesional guru berlaku secara mapan, terarah dan berimpak tinggi (Ching & Zainudin, 2023). Meskipun pelbagai inisiatif telah diperkenalkan oleh agensi seperti IAB, BPPDP dan JPN bagi merangsang pelaksanaan kajian tindakan, keberkesanan program-program ini masih kurang diberi penilaian secara sistematik. Dalam konteks ini, kepimpinan guru besar sebagai pemacu budaya kajian tindakan menjadi elemen kritikal yang mampu meningkatkan komitmen guru serta memperkukuh amalan reflektif yang berterusan dan bermakna (Fullan, 2015; Aulls & Shore, 2023).Kajian lepas secara konsisten menekankan bahawa keberkesanan pelaksanaan kajian tindakan dalam kalangan guru sangat dipengaruhi oleh tahap pembudayaan yang dibentuk oleh kepimpinan sekolah. Pemimpin yang menyokong kajian tindakan secara aktif bukan sahaja menyediakan dorongan moral dan teknikal, malah turut membina ekosistem kerja yang kondusif ke arah inovasi dan pembelajaran berasaskan refleksi (Rahman et al., 2023; Hamzah & Sirat, 2018; Nagaretnam & Mahmud, 2022). Pendekatan kepimpinan instruksional yang mengintegrasi elemen mentormentee membolehkan guru menyesuaikan amalan pedagogi mereka berdasarkan dapatan kajian tindakan serta keperluan murid secara kontekstual (King et al., 2023). Selain itu, pelaksanaan kajian tindakan yang disokong oleh sistem pemantauan berterusan dan peruntukan sumber seperti masa, latihan dan ruang kolaboratif yang strategik dapat memperkukuhnya sebagai sebahagian daripada budaya organisasi sekolah (Ismail & Insani, 2023).

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 275 ]Komitmen guru pula dikenal pasti sebagai enjin utama kepada kejayaan pelaksanaan kajian tindakan dalam inisiatif pembaharuan pendidikan. Guru yang memiliki komitmen tinggi cenderung melibatkan diri secara aktif dan sistematik dalam menilai serta memberbaiki pedagogi mereka melalui pendekatan berasaskan data dan refleksi (Bramwell-Lalor et al., 2023; Vinetha et al., 2024; Aga, 2024). Komitmen ini tidak hanya bersifat dalaman, tetapi turut dipengaruhi oleh faktor luaran seperti kepercayaan terhadap impak kajian tindakan, jangkaan profesionalisme, dan dorongan dari komuniti sekolah (Codilla & Yangson-Barot, 2023). Beberapa kajian turut menunjukkan bahawa komitmen guru berakar daripada budaya sekolah yang menyokong inovasi serta kepimpinan sekolah yang telus dan memberi sokongan (Billy & Taat, 2020; Saad & Hamzah, 2024). Dalam konteks ini, komitmen guru perlu difahami bukan sahaja sebagai kesanggupan melakukan tugas, tetapi sebagai satu bentuk kepercayaan profesional terhadap keberkesanan tindakan reflektif dalam meningkatkan hasil pembelajaran (Krishnasamy & Hamid, 2024). Walau bagaimanapun, tahap pemahaman guru mengenai prinsip asas kajian tindakan dan keupayaan untuk melaksanakannya secara sistematik masih menjadi cabaran yang ketara. Guru yang memahami reka bentuk kajian, proses refleksi, serta analisis data secara mendalam lebih berpotensi mengintegrasikan pendekatan ini secara efektif dalam pengajaran harian (Akkus & Karakaya, 2020; Rafsanjani et al., 2020). Sebaliknya, kekangan seperti beban kerja, kekeliruan konsep, dan ketiadaan sokongan teknikal sering kali mengekang usaha pelaksanaan (Mohamed & Surat, 2023). Justeru, terdapat keperluan mendesak untuk meneroka secara empirik hubungan antara pembudayaan kajian tindakan oleh guru besar, komitmen guru terhadap pelaksanaannya, dan kualiti guru secara menyeluruh. Kajian yang memfokuskan kepada interaksi tiga konstruk ini dijangka dapat menyumbang kepada penambahbaikan dasar serta pelaksanaan program pembangunan profesional di sekolah rendah Malaysia. Kajian tindakan di sekolah rendah di Malaysia masih kurang dibudayakan secara menyeluruh meskipun telah dikenal pasti sebagai pendekatan kritikal untuk pembangunan profesional guru dan peningkatan kualiti pendidikan. Penilaian kompetensi instruksional pemimpin sekolah dalam KOMPAS 2.0 menunjukkan tahap kompetensi yang rendah dalam membudayakan kajian tindakan (IAB, 2020), disokong oleh dapatan Noor dan Khaurudin (2022) serta Amin et al. (2019) yang melaporkan tahap kesediaan dan keupayaan pemimpin sekolah masih sederhana dan kurang berkesan dalam mempromosikan inisiatif ini. Kekurangan latihan, bimbingan, dan sokongan pentadbiran seperti masa, sumber, serta galakan sistematik menjadi faktor utama yang menjejaskan pelaksanaan berkesan kajian tindakan di peringkat sekolah (Parkhouse et al., 2021; Ahmad et al., 2023). Kajian awal oleh Azlin et al. (2024) turut mengesahkan bahawa guru menghadapi dilema profesional apabila kurangnya sokongan pengurusan, kekangan masa dan ketiadaan penekanan berterusan dari pihak atasan menyebabkan motivasi dan komitmen terhadap kajian tindakan menjadi lemah. Di samping itu, penyertaan guru dalam program kajian tindakan di peringkat kebangsaan masih tidak seimbang antara negeri dan sekolah, mencerminkan isu struktur sokongan dan peluang pembangunan profesional yang tidak sekata (JPWPP, 2023; BPPDP, 2022). Dari aspek komitmen guru pula, pelbagai kajian membuktikan bahawa kurangnya kesedaran, pemahaman, kompetensi

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 276 ]metodologi, serta insentif yang terhad telah melemahkan keterlibatan guru terhadap kajian tindakan sebagai alat peningkatan pedagogi (Widayati et al., 2021; Hafizi et al., 2022; Rayner et al., 2024; Wangdi & Tharchen, 2021). Dalam masa yang sama, kualiti guru terus dipersoalkan apabila dapatan menunjukkan penguasaan kemahiran pedagogi masih sederhana dan penghayatan terhadap nilai etika profesional rendah (Mohd Rahimi & Mohammad Faiz, 2022; Muhamad Dzahir Kasa et al., 2020). Oleh itu, kajian ini dijalankan untuk meneliti secara empirik hubungan antara pembudayaan kajian tindakan oleh guru besar, komitmen guru terhadap kajian tindakan dan impaknya terhadap kualiti guru, sebagai satu usaha sistematik ke arah memperkukuh budaya penyelidikan dan pembangunan profesional guru di sekolah rendah Malaysia. Kajian ini bertujuan untuk membangunkan dan menilai kesahan serta kebolehpercayaan instrumen yang direka bentuk bagi mengukur tiga konstruk utama dalam konteks sekolah rendah kebangsaan di Malaysia, iaitu pembudayaan kajian tindakan oleh guru besar, komitmen guru terhadap kajian tindakan, dan kualiti guru. Secara khusus, kajian ini menilai kesahan kandungan dan muka instrumen melalui pengesahan pakar serta responden sasaran, dan menguji kebolehpercayaannya menggunakan analisis statistik seperti Alfa Cronbach dan Korelasi Item-Jumlah Dibetulkan (CITC). Melalui pembangunan instrumen yang sah dan boleh dipercayai ini, kajian ini diharapkan dapat menyediakan asas pengukuran yang kukuh bagi penyelidikan masa depan dan membantu pihak berkepentingan dalam menilai secara empirik tahap pelaksanaan dan impak kajian tindakan terhadap pembangunan profesional guru dan peningkatan kualiti pendidikan secara holistik. 2.0 METODOLOGI Kajian ini menggunakan reka bentuk kuantitatif dengan pendekatan kajian tinjauan korelasi bagi mengumpul data secara sistematik dan berskala besar, sesuai untuk mengukur fenomena secara objektif serta menganalisis hubungan antara pemboleh ubah menggunakan teknik statistik yang sah dan boleh dipercayai (Creswell & Creswell, 2018). Pendekatan tinjauan dipilih kerana berkesan mendapatkan data daripada sampel besar dalam masa singkat serta sesuai untuk menilai pandangan, persepsi dan tahap pelaksanaan amalan dalam populasi tertentu (Chua, 2014; Nawi & Mohamad, 2024). Instrumen soal selidik digunakan untuk memperoleh data berkaitan pembudayaan kajian tindakan oleh guru besar, komitmen guru, dan kesannya terhadap kualiti guru, yang kemudiannya dianalisis untuk menentukan tahap konstruk serta hubungan dan pengaruh antara pemboleh ubah.Kajian ini melibatkan 500 guru sekolah rendah kebangsaan di seluruh Malaysia yang dipilih melalui pensampelan pelbagai peringkat secara sistematik bagi memastikan keboleh wakilan merentas negeri. Sebanyak 50 daripada 145 Pejabat Pendidikan Daerah (PPD) dipilih secara berstrata proporsional mengikut populasi negeri, diikuti pemilihan PPD, sekolah, dan guru secara rawak mudah. Purata 10 guru diambil dari setiap PPD, berdasarkan Jadual Krejcie dan Morgan (1970) serta disahkan melalui analisis kuasa G* Power, bagi menjamin generalisasi dan ketepatan inferens terhadap pembudayaan kajian tindakan, komitmen guru, dan kualiti guru.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 277 ]Instrumen kajian ini dibangunkan berasaskan gabungan teori dan model utama, iaitu Teori Pengurusan Perubahan John Kotter (1996), KOMPAS 2.0 dan SKPMg2 bagi konstruk kepemimpinan; Teori Komitmen Tiga Komponen oleh Herscovitch dan Meyer (2002) bagi konstruk komitmen; manakala Teori Kompetensi Spencer dan Spencer (1993) serta SGM 2.0 bagi konstruk kualiti guru. Instrumen akhir mengandungi 70 item berasaskan skala Likert 5 mata (Epifania et al., 2020) dan disusun mengikut tiga konstruk utama, dengan kesahan kandungan dinilai oleh lima pakar, kesahan muka oleh tiga pakar bahasa dan 30 guru, serta kebolehpercayaan diuji menggunakan Alfa Cronbach. Ujian kebolehpercayaan melibatkan 107 orang guru sekolah rendah kebangsaan yang dipilih secara rawak, dijalankan secara dalam talian melalui Google Forms dalam tempoh 14 hari, dengan semua peserta menerima helaian maklumat, borang persetujuan maklum secara elektronik, dan tertakluk kepada prinsip etika kajian.Bagi memastikan instrumen kajian sah dan boleh dipercayai, penilaian kesahan kandungan dan kesahan muka telah dilaksanakan dengan penglibatan pakar bidang pengurusan dan kajian tindakan. Kesahan kandungan ditentukan melalui Indeks Kesahan Kandungan (CVI) bagi menilai relevansi dan kejelasan item terhadap konstruk (Varathan et al., 2023; Klockar et al., 2024; Baharuddin et al., 2021). Manakala, kesahan muka dinilai melalui maklum balas pakar bahasa dan responden sasaran untuk memastikan kefahaman item (Hisham & Khairuddin, 2022; Baco & Ishak, 2021). Seperti ditegaskan oleh Ong dan Hamid (2023), penilaian ini memastikan item soal selidik sesuai, jelas, dan mudah difahami, seterusnya menjamin kesesuaian instrumen bagi kajian ini. Kebolehpercayaan instrumen merujuk kepada konsistensi alat ukur dalam menghasilkan keputusan yang stabil (Karnia, 2024; Zafrullah et al., 2023) dan lazimnya dinilai pekali Alfa Cronbach, dengan nilai >0.70 dianggap boleh diterima dan >0.90 menunjukkan kebolehpercayaan sangat tinggi (Hair et al., 2019; Paidal & Talip, 2022; Jalil & Siew, 2022). Korelasi Item-Jumlah Dibetulkan(CITC) turut digunakan, di mana item dengan nilai <0.30 wajar dipinda atau dibuang bagi meningkatkan ketepatan instrumen (Pallant, 2020; Tarus & Demirci, 2024). Kebolehpercayaan tinggi dalam kajian rintis membuktikan soal selidik sesuai digunakan secara konsisten, sekali gus menjadikan dapatan lebih meyakinkan dan boleh digeneralisasikan (Muslihah et al. 2024; Raden Ismail et al., 2023).3.0 DAPATAN KAJIANKesahan kandungan merujuk kepada tahap ketepatan item dalam sesuatu instrumen mewakili domain yang ingin diukur. Dalam kajian ini, lima orang pakar dalam bidang pengurusan pendidikan dan kajian tindakan telah menilai sejauh mana setiap item mewakili konstruk yag diukur. Penilaian merangkumi tiga komponen utama, iaitu pembudayaan kajian tindakan oleh guru besar, komitmen guru terhadap kajian tindakan, dan kualiti guru.

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 278 ]Jadual 1Rumusan Dapatan Kesahan KandunganKomponen Domain S-CVI/Ave S-CVI/UAPembudayaan kajian tindakanBerwawasanInstruksionalSumber Operasi dan IklimKerjasama ProfesionalMewujudkan inisiatif ‘quick wins’1.001.001.001.001.001.001.001.001.001.00Komitmen guru Komitmen AfektifKomitmen BerterusanKomitmen Normatif1.001.001.001.001.001.00Kualiti guru PengetahuanKemahiranMotifTraitPembelajaran dan pemudahcaraanTanggungjawab terhadap profesion1.001.001.001.001.000.961.001.001.001.001.000.80Hasil analisis menunjukkan bahawa hampir kesemua domain memperoleh nilai S-CVI/Ave dan S-CVI/UA yang tinggi, iaitu 1.00, menandakan kesepakatan penuh dalam kalangan pakar terhadap kesesuaian dan kejelasan item. Bagi konstruk kualiti guru, lima daripada enam domain juga mencapai nilai maksimum, manakala domain ‘Tanggungjawab terhadap Profesion’ mencatatkan S-CVI/Ave sebanyak 0.96 dan S-CVI/UA sebanyak 0.80, menandakan wujud ketidaksepakatan dalam kalangan pakar terhadap item dalam domain tersebut. Secara keseluruhan, instrumen ini menunjukkan tahap kesahan kandungan yang tinggi dan boleh diterima, selaras dengan kriteria yang ditetapkan oleh Polit et al. (2007), yang mencadangkan bahawa nilai S-CVI ≥ 0.80 mencerminkan kesahan kandungan yang kukuh dalam penyelidikan sosial dan pendidikan. Walaupun begitu, domain dengan nilai S-CVI/UA yang lebih rendah wajar diberi perhatian untuk pemurninan selanjutnya demi meningkatkan keseragaman konstruk dan ketepatan pengukuran.Kesahan muka instrumen telah dinilai melalui dua peringkat penilaian yang melibatkan tiga orang pakar bahasa Melayu dan 30 orang guru sekolah rendah sebagai responden sasaran. Objektif utama penilaian ini adalah untuk memastikan kejelasan, kebolehfahaman, dan kesesuaian item dalam konteks bahasa dan budaya tempatan. Hasil analisis di Jadual 2 menunjukkan bahawa kebanyakan domain mencatatkan nilai S-FVI/Ave yang tinggi, iaitu antara 0.87 hingga 1.00, menandakan tahap kesahan muka yang sangat memuaskan. Penilaian oleh pakar bahasa menunjukkan kesepakatan penuh terhadap kejelasan item dengan kesemua domaian mencatatkan S-FVI/Ave dan S-FVI/UA sebanyak 1.00.

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 279 ]Jadual 2Rumusan Dapatan Kesahan MukaKomponen Domain 3 Pakar Bahasa 30 RespondenS-FVI/AveS-FVI/UAS-FVI/AveS-FVI/UAPembudayaan kajian tindakanBerwawasanInstruksionalSumber Operasi dan IklimKerjasama ProfesionalMewujudkan inisiatif ‘quick wins’1.001.001.001.001.001.001.001.001.001.000.990.980.950.991.000.600.400.600.801.00Komitmen guruKomitmen AfektifKomitmen BerterusanKomitmen Normatif1.001.001.001.001.001.000.990.991.000.800.601.00Kualiti guru PengetahuanKemahiranMotifTraitPembelajaran dan pemudahcaraanTanggungjawab terhadap profesion1.001.000.871.001.000.931.001.000.801.001.000.800.971.000.980.981.000.990.601.000.600.401.000.80Walau bagaimanapun, penilaian daripada responden guru mendapati terdapat beberadap domain seperti ‘Instruksional’ dan ‘Trait’ yang mencatatkan nilai S-FVI/UA serendah 0.40, menunjukkan bahawa sebahagian item dalam domain tersebut kurang difahami atau mengandungi istilah bersifat terlalu teknikal. Dapatan ini mencadangkan keperluan untuk memperhalusi semula istilah tertentu dan mempertimbangkan penambahan contoh kontekstual agar memastikan kesesuaian linguistik dan kefahaman item dapat dipertingkatkan dalam kalangan pengguna sasaran instrumen.Analisis kesahan muka mendapati beberapa istilah teknikal seperti ‘berwawasan’, ‘instruksional’, ‘komitmen afektif’, ‘komitmen berterusan’, ‘motif’ dan ‘trait’ kurang difahami oleh responden. Dicadangkan agar istilah ini diganti dengan frasa mudah serta diberi contoh dalam konteks sekolah rendah, contohnya ‘berwawasan’ sebagai hala tuju sekolah yang jelas, ‘komitmen afektif’ sebagai keterikatan emosi dan ‘trait’ sebagai ciri peribadi guru seperti ketekunan dan disiplin.Dalam kajian kuantatif, analisis kebolehpercayaan instrumen penting bagi memastikan ketekalan dan kestabilan pengukuran, di mana kebolehpercayaan tinggi menunjukkan keputusan konsisten merentas keadaan dan sampel berbeza (Gundersen et al.,2023). Kebolehpercayaan dinilai menggunakan pekali Alfa Cronbach untuk mengukur keseragaman dalaman item (Mola & Shaw, 2024) serta korelasi item-jumlah dibetulkan (CITC). Ujian ke atas 107 guru sekolah rendah

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 280 ]kebangsaan seperti di Jadual 3 menunjukkan nilai Alfa Cronbach keseluruhan 0.968 bagi 70 item, menandakan kebolehpercayaan sangat tinggi mengikut piawaian ≥ 0.90 yang diiktiraf dalam penyelidikan sosial dan pendidikan (Kachouchi et al.,2023; Mola & Shaw, 2024)Jadual 3Analisis KebolehpercayaanAlfa Cronbach N Item Tafsiran0.968 70 Sangat TinggiAnalisis lanjutan di Jadual 4 menunjukkan bahawa nilai Alfa Cronbach kekal stabil dalam julat 0.967 hingga 0.968 walaupun sekiranya mana-mana item disingkirkan, menandakan tiada item yang menjejaskan keseragaman dalaman secara signifikan. Daripada analisis korelasi itemjumlah dibetulkan (CITC), nilai bagi semua item berada dalam lingkungan 0.359 hingga 0.653, dan majoriti item mencatat nilai ≥0.50, yang mencerminkan kekuatan hubungan dalaman yang baik antara setiap item dengan skala konstruk. Nilai CITC yang melebihi ambang minimum 0.30 (Ong et al., 2023) membuktikan bahawa keseluruhan item menyumbang secara bermakna kepada konstruk yang diukur.Walau bagaimanapun, beberapa item yang mencatatkan nilai CITC lebih rendah (<0.50) memerlukan perhatian lanjut untuk tujuan pemurnian instrumen. Sehubungan itu, kajian ini mencadangkan pelaksanaan Analisis Model Rasch sebagai pendekatan lanjutan untuk menilai kebolehpercayaan dan kesahan instrumen pada tahap mikro. Model Rasch membolehkan penilaian ke atas kesesuaian item berbanding keupayaan responden, mengesan item yang berfungsi secara tidak konsisten, serta menilai penyebaran kesukaran item secara logik dan berperingkat. Pendekatan ini juga membantu memastikan bahawa setiap item menyumbang secara bermakna kepada konstruk yang diukur dan menunjukkan kestabilan merentas kumpulan responden yang berbeza. Pelaksanaan analisis Rasch dijangka dapat memperkukuh struktur instrumen dan meningkatkan ketepatan serta kesahan pengukuran secara menyeluruh (Chen et al., 2024; Tennant & Conaghan, 2007).

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 281 ]Jadual 4Item-Jumlah StatistikItem Korelasi item-Jumlah dibetulkanAlfa Cronbach jika item disingkirkanItem Korelasi item-Jumlah dibetulkanAlfa Cronbach jika item disingkirkanB1B2B3B4B5B6B7B8B9B10B11B12B13B14B15B16B17B18B19B20B21B22B23B24B25C1C2C3C4C5C6C7C8C9C100.5180.5880.5600.6120.5390.5520.5620.5130.4380.4070.3870.5020.5480.5440.5870.5970.4080.5270.5760.6040.4950.5590.5540.6170.5890.5580.5680.5380.4960.4960.4270.5620.5250.5730.5820.9680.9670.9680.9670.9680.9680.9670.9680.9680.9680.9680.9680.9680.9680.9670.9670.9680.9680.9670.9670.9680.9670.9680.9670.9670.9680.9680.9680.9680.9680.9680.9670.9670.9670.967C11C12C13C14C15D1D2D3D4D5D6D7D8D9D10D11D12D13D14D15D16D17D18D19D20D21D22D23D24D25D26D27D28D29D300.6160.6430.6320.5990.6050.4450.5990.6360.5780.5180.5920.5870.6430.5780.6060.5590.5160.5410.5590.6530.5890.4420.5140.3590.6260.6040.5270.5140.5140.5900.5100.4960.6020.5900.5940.9670.9670.9670.9670.9670.9680.9670.9670.9670.9680.9670.9670.9670.9670.9670.9670.9680.9680.9680.9670.9670.9680.9680.9680.9670.9670.9680.9680.9680.9670.9680.9680.9670.9670.9674.0 PERBINCANGANKesahan kandungan memainkan peranan penting dalam memastikan item-item dalam instrumen benar-benar mewakili domain konstruk yang dikaji. Hasil kajian menunjukkan bahawa instrumen yang dibangunkan memiliki tahap kesahan kandungan yang tinggi, dengan hampir semua domain mencapai nilai S-CVI/Ave dan S-CVI/UA ≥0.80. Nilai ini selaras dengan piawaian yang ditetapkan

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 282 ]oleh Polit, Beck dan Owen (2007) serta Lynn (1986), yang menganggap nilai tersebut sebagai penanda aras kukuh kepada kesahan kandungan dalam penyelidikan sosial dan pendidikan. Walaupun demikian, domain ‘Tanggungjawab terhadap Profesion’ mencatatkan nilai S-CVI/UA minimum yang disarankan (0.80), menandakan sedikit tidak sepakatan dalam kalangan pakar dan mencadangkan keperluan penambahbaikan dalam domain tersebut (Guraya et al., 2022). Dari segi kesahan muka, walaupun majoriti item dinilai jelas dan sesuai oleh pakar bahasa dan responden, beberapa istilah teknikal seperti ‘berwawasan’, ‘komitmen afektif’, dan ‘trait’ didapati kurang difahami oleh responden sasaran. Hal ini menunjukkan jurang antara persepsi pakar dan pengguna akhir, sekali gus menekankan keperluan untuk penyederhanaan istilah serta penambahan konteks atau contoh. Seperti yang ditegaskan oleh Polit & Beck (2006), kesahan muka yang tinggi bergantung kepada pemahaman pengguna sebenar. Dapatan ini turut disokong oleh kefahaman perlu diberi perhatian supaya kesahan muka instrumen terjamin. Kajian Nawi et al. (2023), Sajari et al. (2023) dan Baharuddin et al. (2021) yang menekankan pentingnya konteks linguistik dan budaya tempatan dalam reka bentuk item.Dari segi kebolehpercayaan, nilai Alfa Cronbach keseluruhan sebanyak 0.968, menunjukkan konsistensi dalaman yang sangat tinggi, dengan tiada item menjejaskan kebolehpercayaan apabila disingkirkan. Majoriti item turut mencatatkan nilai korelasi item-jumlah yang dibetulkan (CITC) ≥ 0.50, menandakan hubungan baik antara item dan konstruk. Dapatan ini sejajar dengan kajian Pallant (2020), Hair et al. (2019), Zafrullah et al. (2023), dan Muslihah et al. (2024) yang mencerminkan keseragaman dalam skala yang baik. Walau bagaimanapun, kewujudan beberapa item dengan nilai CITC lebih rendah menunjukkan keperluan untuk pemurnian lanjut. Bagi tujuan ini, pelaksanaan Analisis Model Rasch disarankan kerana ia membolehkan penilaian menyeluruh terhadap kesesuaian item berdasarkan tahap kesukaran, fungsi item merentas kumpulan, serta unidimensionaliti konstruk. Kaedah ini turut membantu mengenal pasti item yang tidak berfungsi secara konsisten, sekali gus memperkukuh kesahan dan kebolehpercayaan instrumen pada tahap mikro (Chen et al., 2024; Tennant & Conaghan, 2007). Justeru, dapatan kajian ini menyokong kesimpulan bahawa instrumen yang dibangunkan adalah mantap, namun pemurnian bersasar melalui pendekatan Rasch dapat mempertingkatkan lagi keakuran konstruk secara holistik dan kontekstual.5.0 KESIMPULANSecara keseluruhan, dapatan kajian ini memberikan bukti empirikal bahawa instrumen yang dibangunkan untuk mengukur pembudayaan kajian tindakan oleh guru besar, komitmen guru terhadap kajian tindakan, dan kualiti guu di sekolah rendah menunjukkan tahap kesahan dan kebolehpercayaan yang sangat tinggi. Penilaian pakar terhadap kandungan dan muka item mencerminkan kesepakatan yang kukuh terhadap kesesuaian, kejelasan, dan perwakilan konsep yang diukur, manakala nilai Alfa Cronbach melebihi 0.96 mengesahkan ketekalan dalaman skala secara menyeluruh. Walaupun sebahagian kecil item menunjukkan nilai korelasi item-jumlah yang

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 283 ]lebih rendah, ia tidak menjejaskan kebolehpercayaan keseluruhan instrumen secara signifikan. Namun, potensi untuk penambahbaikan tetap wujud, dan pelaksanaan Analisis Model Rasch disarankan bagi memastikan keseragaman dan kesahan pada taha mikro, serta memperkukuh ketekalan konstruk secara holistik. Secara keseluruhannya, instrumen ini menawarkan satu kerangka pengukuran yang sah dan boleh dipercayai untuk digunakan dalam penyelidikan pendidikan, khususnya dalam menilai secara sistematik amalan kepimpinan berasaskan kajian tindakan dan pembangunan profesional guru dalam konteks sekolah rendah di Malaysia.RUJUKANAhmad, N., Rashid, S., & Ali, Z. (2023). Investigating primary school teachers’ perceptions about professional development and its impact on students achievement. Winter 2023. https://doi.org/10.54183/jssr.v3i1.234.Akkuş, R. and Karakaya, M. (2020). The effects of the professional development program supported by on-the-job visits on the pedagogies of mathematics teachers. International Electronic Journal of Mathematics Education, 15(3), em0608. https://doi.org/10.29333/iejme/8481Amin, M. Z., Ibrahim, M. S., & Bakar, K. A. (2019). Kepemimpinan pengetua, amalan penyelidikan dan hubungannya dengan keberkesanan sekolah. Malaysian Journal of Learning and Instruction16(2): 61-87. https://doi.org/10.32890/mjli2019.16.2.3Aulls, M. W., & Shore, B. M. (2023). Inquiry in education, volume I: The conceptual foundations for research as a curricular imperative. Routledge.Azlin Moktar, Bity Sawana Alias & Mohamad Sattar Rasul. (2024). Exploring factors in teachers’ action research: A case study analysis, Educational Administration: Theory And Practice,30(4): 10106-10116. doi: 10.53555/kuey.v30i4.6177Baco, S. and Ishak, M. (2021). Kesahan dan kebolehpercayaan instrumen penilaian kendiri pembelajaran ungkapan algebra tingkatan dua. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 6(11), 127-137. https://doi.org/10.47405/mjssh.v6i11.1136Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan. (2022). Prosiding persidangan penyelidikan pendidikan kebangsaan XVI, 1-434Baharuddin, M., Masrek, M., Shuhidan, S., Razali, M., & Rahman, M. (2021). Evaluating the content validity of digital literacy instrument for school teachers in Malaysia through expert judgement. International Journal of Emerging Technology and Advanced Engineering, 11(7), 71-78. https://doi.org/10.46338/ijetae0721_09

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 284 ]Billy, L. and Taat, M. (2020). Budaya sekolah: Hubungannya dengan komitmen guru. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 5(10), 207-216. https://doi.org/10.47405/mjssh.v5i10.511Bramwell-Lalor, S., Ferguson, T., Roofe, C., Cook, L., Sweeney, A., & Hordatt Gentles, C. (2023). Teachers’ commitment to promoting education for sustainable development: Outcomes of a Faculty Collaborative Action Research Project. Caribbean Journal of Education. https://doi.org/10.46425/c044501e9720Chen, D., Kuswanto, H., Mundilarto, M., Pratiwi, I., Boma, M., & Hanindy, Y. (2024). Evaluating elasticity-science process skills (E-SPS) in construction instrument through Rasch Modelling. Al-Ishlah Jurnal Pendidikan, 16(2). https://doi.org/10.35445/alishlah.v16i2.4703Ching, D. and Zainudin, Z. (2023). The integration of m-learning in a communication skills course for peer mentoring group (prs). MJAR, 1(1), 105-121. https://doi.org/10.61388/mjar.v1i1.9 Chua, Y. P. (2014). Kaedah penyelidikan (edisi ketiga). McGraw-Hill Education (Malaysia) Sdn. Bhd.Codilla, L. L., & Yangson-Barot, H. (2023). Teachers as researchers: An emphasis on the readiness and attitude towards action research. International Journal of Membrane Science and Technology, 10(3), 657–671. https://doi.org/10.15379/ijmst.v10i3.1586Creswell, J. W., & Creswell, J. D. (2018). Research design: Qualitative, quantitative, and mixed methods approaches (Edisi 5.). SAGE Publications. Epifania, O. M., Anselmi, P., & Robusto, E. (2020). Implicit measures with reproducible results: The implicit measures package. The Journal of Open Source Software, 5(52), 2394. https://doi.org/10.21105/JOSS.02394Ferencová, J., Pirohová, I., Šuťáková, V., & Miňová, M. (2025). Development of teacher’s professional competence through action research as a form of professional development. Acta Paedagogica Vilnensia, 53, 128–143. https://doi.org/10.15388/actpaed.2024.53.9Fullan, M. (2015). The new meaning of educational change. Edisi 5. New York, NY: Teachers College Press.Gundersen, O. E., Shamsaliei, S., & Langseth, H. (2023). On reporting robust and trustworthy conclusions from model comparison studies involving neural networks and randomness Dlm. ACM REP23: Proceedings of the 2023 ACM Conference on Reproducibility and Replicability, 37-61. https://doi.org/10.1145/3589806.3600044Guraya, S. S., Yusoff, M. S. B., Mat Nor, M. Z., Fredericks, S., Rashid-Doubell, F., Harkin, D. W., & Guraya, Y. (2022). Validating the medical education e-professionalism framework using the

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 285 ]content validity index. Education in Medicine Journal, 14(3), 31–47. https://doi.org/10.21315/eimj2022.14.3.3Hafizi, Wasliman, L., Hanafiah, & Fatkhullah, F.K. (2022). Management of teacher competency development and training in improving learning quality. Journal of Education Research and Evaluation 6(3): 520–528. https://doi.org/10.23887/jere.v6i3.52673Hair, J. F., Babin, B. J., Anderson, R. E., & Black, W. C. (2019). Multivariate data analysis. (Edisi 8.). England: Pearson Prentice.Hamzah, M. I. M. & Sirat, M. (2018). Tahap pelaksanaan latihan dalam perkhidmatan dan hubungannya dengan pengalaman mengajar serta kekerapan menghadiri latihan guru sekolah rendah berprestasi tinggi di Putrajaya. Jurnal Pendidikan Malaysia, 43(01). https://doi.org/10.17576/jpen-2018-43.01-03 Herscovitch, L., & Meyer, J. P. (2002). Commitment to organizational change: Extension of a three-component model. Journal of Applied Psychology, 87(3), 474–487. https://doi.org/10.1037/0021-9010.87.3.474Hisham, N. and Khairuddin, K. (2022). Pendidikan inklusif murid berkeperluan khas kategori autisme di sekolah rendah: Perspektif ibu bapa. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 7(2), e001286. https://doi.org/10.47405/mjssh.v7i2.1286Institut Aminuddin Baki. 2020. Standard kompetensi pemimpin sekolah Malaysia 2.0 (KOMPAS 2.0). Pusat Dokumentasi dan Sumber Pendidikan. Islam, K., Rahman, M. M., & Nahar, S. A. (2024). Action research for developing teachers’ pedagogical skills in the ‘out of school children education program.’ Teacher’s World, 50(1), 61–78. https://doi.org/10.3329/twjer.v50i1.74904 Ismail, I. A., & Insani, M. (2023). A collaborative action research model: Using lesson study to optimize guided inquiry teaching of blood structure and function at Junior High School 32 Padang. Jabatan Pendidikan Wilayah Persekutuan Putrajaya (2023). Laporan inovasi dan kajian tindakan Tahun 2021-2023. Jabatan Pendidikan Wilayah Persekutuan Putrajaya.Jalil, N. and Siew, N. (2022). Kesahan dan kebolehpercayaan instrumen pembelajaran abad ke21 guru Matematik sekolah menengah menggunakan model pengukuran Rasch. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 7(3), e001319. https://doi.org/10.47405/mjssh.v7i3.1319

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 286 ]Kachouchi, A., Sebbani, M., Karroumi, S., Adali, I., & Manoudi, F. (2023). Cross-cultural adaptation and validation of the Moroccan Arabic version of the the Schizophrenia quality of life shortversion questionnaire (SQoL-18). Research Square. https://doi.org/10.21203/rs.3.rs-2968202/v1Karnia, R. (2024). Importance of reliability and validity in research. Psychology and Behavioral Sciences, 13(6), 137-141. https://doi.org/10.11648/j.pbs.20241306.11Kementerian Pendidikan Malaysia (2017). Dasar pendidikan kebangsaan (Edisi Keempat). Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan. Kemmis, S., McTaggart, R., & Nixon, R. (2014). Doing critical participatory action research: The ‘planner’part. The Action Research Planner: Doing critical participatory action research, 85-114. https://doi.org/10.1007/978-981-4560- 67-2_5 King, Y. K., Nor, M. Y. M., & Alias, B. S. (2023). Kepimpinan instruksional pengetua dan hubungannya dengan kompetensi guru. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 8(2), e002141. https://doi.org/10.47405/mjssh.v8i2.2141Klockar, E., Kylén, M., McCarthy, L., Koch, L., Gustavsson, C., Jones, F., … & Elf, M. (2024). The swedish stroke self-efficacy questionnaire: translation and cross-cultural adaptation. Journal of Patient-Reported Outcomes, 8(1). https://doi.org/10.1186/s41687-024-00735-7Kravchenko, H. (2023). Organizational and pedagogical conditions for the professional competence development of primary school teachers in the system of methodical work. Імідж Сучасного Педагога, 1(3), 46–53. https://doi.org/10.33272/2522-9729-2023-3(210)-46-53 Krejcie, R.V., & Morgan, D.W., (1970). Determining sample size for research activities. Educational and Psychological Measurement.Krishnasamy, V. and Hamid, A. (2024). Pengaruh kepimpinan instruksional pemimpin pertengahan terhadap amalan komuniti pembelajaran profesional guru Bahasa Inggeris. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities (MJSSH), 9(4), e002703. https://doi.org/10.47405/mjssh.v9i4.2703 Lynn, M. R. (1986). Determination and quantification of content validity. Nursing Research, 35(6), 382–385. https://doi.org/10.1097/00006199-198611000-00017Mohamed, F. and Surat, S. (2023). Pengetahuan dan amalan pengajaran VAK guru dalam prasekolah. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities (MJSSH), 8(5), e002329. https://doi.org/10.47405/mjssh.v8i5.2329

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 287 ]Mohd Rahimi, A, Rahman., & Mohammad Faiz, Ikhlas. (2022). Teacher quality: Malaysian teacher standard. International Journal of Academic Research in Business & Social Sciences 12(7). doi: 10.6007/ijarbss/v12-i7/13054Mola, D. and Shaw, D. (2024). Assessing the reliability of the talent development environmental questionnaire: A pilot study. International Journal of Research -Granthaalayah,12(3). https://doi.org/10.29121/granthaalayah.v12.i3.2024.5584Muhamad Dzahir Kasa, Yayha Don, Mohd Sofian Omar Fauzee, & Mohd Faiz Mohd Yaakob. (2020). Teacher quality standards: The differences in moral competency level among Malaysian teachers. Indonesian Education Administration and Leadership Journal (IDEAL) 2(1): 68-80.Muslihah, A., Abdullah, I., Isa, Y., & Razak, M. (2024). Kajian rintis faktor-faktor yang mempengaruhi penguasaan i’rab al- asma’ dalam kalangan pelajar Bahasa Arab di UITM. Attarbawiy Malaysian Online Journal of Education, 8(1), 12-25. https://doi.org/10.53840/attarbawiy.v8i1.209Nagaretnam, M. and Mahmud, M. S. (2022). Kesediaan guru dan keberkesanan pelaksanaan pengajaran Matematik abad ke-21 di sekolah rendah: Sebuah tinjauan literatur. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 7(11), e001876. https://doi.org/10.47405/mjssh.v7i11.1876Nawi, N. & Mohamad, A. (2024). Hubungan penguasaan teknologi dalam pengajaran Bahasa Melayu secara dalam talian terhadap kemahiran mendengar dan bertutur. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 9(4), e002491. https://doi.org/10.47405/mjssh.v9i4.2491Nawi, N., Ibrahim, H., & Sawai, J. (2023). Kebolehpercayaan dan kesahan instrumen sokongan sosial, kendiri dan pengurusan emosi bagi pembelajaran atas talian. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 8(6), e002370. https://doi.org/10.47405/mjssh.v8i6.2370Noor, S.M., & Khairudin, N. (2022). Kesediaan pengetua dalam pembudayaan penyelidikan tindakan di sekolah. Malaysian Journal of Education Management10(3): 37-52. https://doi.org/10.22452/mjem.vol10no3.2Norazrina Ag-Ahmad, Ahmad Thamrini Fadzlin Syed Mohamed & Erdawati Bakar. (2022). Support needed for language teachers’ professional development in Malaysia: A narrative review. International Journal of Academic Research in Business & Social Sciences, 12(5). https://doi.org/10.6007/ijarbss/v12-i5/1309 Ong, C. W., Skolnik, A., & Lee, E. (2023). Examining content overlap among nine psychological (In) flexibility scales: Do they measure the same construct? https://doi.org/10.31234/osf.io/wur26

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 288 ]Ong, H. and Hamid, A. (2023). Kepimpinan teknologi guru besar dan hubungannya dengan kompetensi pengetahuan teknologi pedagogi kandungan guru SJKC. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 8(1), e002075. https://doi.org/10.47405/mjssh.v8i1.2075Paidal, M. and Talip, R. (2022). Kesediaan murid generasi-z di SMK Badin Tuaran dalam pembelajaran teradun Bahasa Melayu dalam era Covid-19. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 7(3), e001352. https://doi.org/10.47405/mjssh.v7i3.1352Pallant, J. (2020). SPSS survival manual: A step by step guide to data analysis using IBM SPSS(Edisi 7). Routledge.Parkhouse, H., Gorlewski, J., Senechal, J., & Lu, C. (2021). Ripple effects: How teacher action research on culturally relevant education can promote systemic change. Action in Teacher Education 43, 411-429. https://doi.org/10.1080/01626620.2021.1896395.Polit, D. F., & Beck, C. T. (2006). The content validity index: Are you sure you know what’s being reported? Critique and recommendations. Research in Nursing & Health, 29(5), 489–497. https://doi.org/10.1002/nur.20147Polit, D. F., Beck, C. T., & Owen, S. V. (2007). Focus on research methods: Is the CVI an acceptable indicator of content validity? Appraisal and recommendations. Research in Nursing & Health, 30(4), 459–467. https://doi.org/10.1002/nur.20199Raden Ismail, R. M. F. H., Rahim, M. B., & Sulaiman, J. (2023). Validity and reliability of research instrument in evaluation of work-based learning (WBL) elements. Online Journal for TVET Practitioners, 8(2). https://doi.org/10.30880/ojtp.2023.08.02.011Rafsanjani, M., Hakim, L., Wahjudi, E., Listiadi, A., & Rohayati, S. (2020). Enhancing the teachers ability to prepare class action research (car) proposals through intensive training using œsmart way form. Abimanyu Journal of Community Engagement, 1(1), 46-58. https://doi.org/10.26740/abi.v1i1.6355 Rahman, K. I. A., Abdullah, Z., & Kenayathulla, H. B. (2023). Tahap input kepimpinan pemimpin sekolah terhadap pelaksanaan lesson study. Jurnal Penyelidikan TEMPAWAN. https://doi.org/10.61374/temp10.23Rayner Tangkui, Naima Kadir, Noeimi Linus & Afinah A.D Matsud. (2024). Pengetahuan dan kefahaman guru terhadap pelaksanaan kajian tindakan. Jurnal Kurikulum & Pengajaran Asia Pasifik 12(2). Saad, H. and Hamzah, M. (2024). Kepimpinan distributif guru besar dan hubungannya dengan komitmen guru sekolah rendah di Alor Gajah, Melaka. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 9(5), e002843. https://doi.org/10.47405/mjssh.v9i5.2843

Jurnal Penyelidikan Pendidikan Jilid 26/2025[ 289 ]Sajari, F., Zulkifli, H., & Surat, S. (2023). Kesahan dan kebolehpercayaan instruman kesediaan GPI melaksanakan model tasmik J-QAF secara dalam talian. Journal of Quran Sunnah Education & Special Needs, 7(1), 16-29. https://doi.org/10.33102/jqss.vol7no1.183Tarus, H. and Demirci, N. (2024). The 6‐item self‐efficacy scale in chronic disease management in women with endometriosis: A Turkish validity and reliability study. Journal of Evaluation in Clinical Practice, 31(1). https://doi.org/10.1111/jep.14282Tennant, A. and Conaghan, P. (2007). The Rasch measurement model in rheumatology: What is it and why use it? When should it be applied, and what should one look for in a Rasch paper?. Arthritis & Rheumatism, 57(8), 1358-1362. https://doi.org/10.1002/art.23108Varathan, K., Kumar, V., Subramanian, S., Alfawaz, S., Alzahrani, G., Sriraghunath, S., & Gaowgzeh, R. (2023). Validation of the exercise protocol satisfaction questionnaire by content validation method. Fiz Pol, 23(4), 22-27. https://doi.org/10.56984/8zg20ad8aVinetha, A., Febriani, N., Mutiah, N., & Irsa, A. (2024). Faktor-faktor yang berpengaruh kepada komitmen karier: Kajian sistematik. Jurnal Psikologi,1(3), 11. https://doi.org/10.47134/pjp.v1i3.2509Wahab, F. & M.Yasin, R. (2022). Kepimpinan pengajaran dalam merealisasikan STEM bersepadu. Malaysian Journal of Social Sciences and Humanities, 7(4), e001435. https://doi.org/10.47405/mjssh.v7i4.1435 Wangdi, T., & Tharchen, N. (2021). Bhutanese school teachers’ perceptions, challenges and perceived benefits in doing research. Issues in Educational Research. 31(3): 990-1005.Widayati, A., MacCallum, J., & Woods-McConney, A. (2021). Teachers’ perceptions of continuing professional development: A study of vocational high school teachers in Indonesia. Teacher Development 25(5): 604-621. https://doi.org/10.1080/13664530.2021.1933159Zafrullah, Z., Mayola, E., Ayuni, R. T., & Adhelia, C. (2023). Development of instruments for learning independence for high school students: Construct validity and reliability. Beginner, 1(2), 91–103. https://doi.org/10.61166/bgn.v1i2.40

Bahagian Perancangan dan Penyelidikan Dasar Pendidikan[ 290 ]